Luận văn Thạc sĩ Kinh tế: Phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển

LỜI CAM ĐOAN

Tôi xin cam đoan luận văn “Phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế ở

các nước đang phát triển” là công trình nghiên cứu của riêng tôi.

Các thông tin dữ liệu được sử dụng trong luận văn là trung thực, các nội

dung trích dẫn đều có ghi nguồn gốc và các kết quả trình bày trong luận văn

chưa được công bố tại bất kỳ công trình nghiên cứu nào trước đây. Nếu phát

hiện có bất kỳ gian lận nào, tôi xin chịu toàn bộ trách nhiệm trước Hội đồng.

TP.Hồ Chí Minh, ngày tháng năm 2013

TÁC GIẢ LUẬN VĂN

Bùi Thị Phương Thùy

MỤC LỤC

Trang

Trang phụ bìa

Lời cam đoan

Mục lục

Danh mục các ký hiệu chữ viết tắt

Danh mục các bảng biểu

Danh mục các hình vẽ, đồ thị

Tóm tắt ........................................................................................................... 1

1. Giới thiệu ................................................................................................. 1

2. Tổng quan các nghiên cứu trước đây ........................................................ 4

2.1. Lý thuyết nền ..................................................................................... 4

2.2. Các nghiên cứu thực nghiệm .............................................................. 7

3. Phương pháp nghiên cứu và dữ liệu nghiên cứu ..................................... 16

3.1. Phương pháp nghiên cứu .................................................................. 16

3.1.1. Các biến nghiên cứu ................................................................... 16

3.1.2. Mô hình ước lượng ..................................................................... 19

3.1.3. Phương pháp hồi quy .................................................................. 19

3.2. Dữ liệu nghiên cứu ........................................................................... 21

4. Nội dung và kết quả nghiên cứu ............................................................. 31

4.1. Hồi quy với tín dụng trong nước cung cấp bởi hệ thống ngân hàng .. 31

4.2. Hồi quy với tín dụng trong nước cho khu vực tư .............................. 35

4.3. Hồi quy với cung tiền M2 ................................................................ 37

4.4. Phân tích sử dụng hàm phản ứng xung ............................................. 41

5. Kết luận.................................................................................................. 49

TÀI LIỆU THAM KHẢO ............................................................................... i

PHỤ LỤC ..................................................................................................... iv

DANH MỤC CÁC KÝ HIỆU CHỮ VIẾT TẮT

DCBS: Tín dụng trong nước cung cấp bởi hệ thống ngân hàng.

DCPS: Tín dụng trong nước cho khu vực tư.

FEM: Fix effects models.

GDP: Tổng thu nhập quốc dân.

Tổng tiết kiệm trong nước. GDS:

Phương pháp bình phương nhỏ nhất tổng quát. GLS:

GOV: Chi tiêu chính phủ.

GROWTH: Tốc độ tăng trưởng kinh tế.

Lạm phát. INF:

Cung tiền. M2:

Cung tiền. M3:

OECD: Tổ chức hợp tác và phát triển Kinh tế.

REM: Random effects models.

TRADE: Thương mại.

WDI: World Bank’s World Development Indicators.

DANH MỤC CÁC BẢNG BIỂU

Trang

Bảng 2.1: Tóm tắt các nghiên cứu thực nghiệm ............................................ 12

Bảng 3.1: Giá trị trung bình các biến nghiên cứu trong thời kỳ 1997-2012 ... 23

Bảng 3.2: Tóm tắt về các biến trong mô hình ............................................... 25

Bảng 4.1: Hệ số tương quan giữa các biến .................................................... 31

Bảng 4.2: Kết quả hồi quy với tín dụng trong nước cung cấp bởi hệ thống

ngân hàng ..................................................................................................... 32

Bảng 4.3: Kết quả kiểm định phương sai thay đổi và tương quan chuỗi ....... 33

Bảng 4.4: Kết quả hồi quy với tín dụng trong nước cho khu vực tư .............. 36

Bảng 4.5: Kết quả kiểm định phương sai không đổi và tương quan chuỗi .... 36

Bảng 4.6: Kết quả hồi quy với cung tiền M2 ................................................ 38

Bảng 4.7: Kết quả kiểm định phương sai không đổi và tương quan chuỗi .... 39

DANH MỤC CÁC HÌNH VẼ, ĐỒ THỊ

Trang

Hình 4.1: Phản ứng của tăng trưởng kinh tế trước cú sốc DCPS ................... 42

Hình 4.2: Phản ứng của tăng trưởng kinh tế trước cú sốc GDS ..................... 43

Hình 4.3: Phản ứng của tăng trưởng kinh tế trước cú sốc của TRADE ......... 45

Hình 4.4: Phản ứng của tăng trưởng kinh tế trước cú sốc GOV .................... 46

Hình 4.5: Phản ứng của tăng trưởng kinh tế trước cú sốc INF ...................... 47

Tóm tắt

Bài nghiên cứu đưa ra một bằng chứng thực nghiệm về vai trò của phát

triển tài chính đối với tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển. Sử dụng

phương pháp ước lượng hồi quy bảng cho một mẫu 30 nước đang phát triển

trong thời kỳ 1997-2012, kết quả nghiên cứu cho thấy tỷ lệ tổng tiết kiệm

trong nước so với GDP là thước đo quan trọng trong việc đo lường đóng góp

của phát triển tài chính vào tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển

trong thời kỳ nghiên cứu. Hơn nữa, các biến khác như thương mại và chi tiêu

chính phủ cũng đóng một vai trò quan trọng trong việc giải thích tăng trưởng

kinh tế. Do đó, phát triển tài chính là điều kiện cần để tiến đến tăng trưởng

kinh tế bền vững ở các nước đang phát triển.

1. Giới thiệu

Tăng trưởng kinh tế bền vững là mục tiêu hàng đầu và là thước đo chủ

yếu về sự tiến bộ của mỗi quốc gia. Quy mô và tốc độ tăng trưởng kinh tế

chịu sự tác động của nhiều yếu tố kinh tế vĩ mô mà đặc biệt là phát triển tài

chính. Sự hình thành và hoạt động của các thể chế tài chính làm gia tăng hiệu

quả và giảm thiểu chi phí giao dịch, đồng thời cung cấp các dịch vụ tài chính

cho tất cả các ngành và khu vực của nền kinh tế là các đặc trưng cơ bản của

phát triển tài chính. Levine (1997) cho rằng các trung gian tài chính giúp phân

bổ nguồn vốn một cách hiệu quả đã góp phần nâng cao hiệu quả kinh tế từ đó

thúc đẩy tăng trưởng kinh tế. Một hệ thống tài chính hoạt động hiệu quả sẽ

góp phần làm giảm chi phí giao dịch, tăng độ sâu tài chính từ đó thúc đẩy gia

tăng tiết kiệm và đầu tư trong nền kinh tế. Thông qua đầu tư, nguồn vốn được

tích lũy sẽ tạo nên tăng trưởng kinh tế. Bên cạnh đó, việc sàng lọc và hỗ trợ

cho các dự án hiệu quả thông qua một hệ thống tài chính hoạt động tốt sẽ làm

gia tăng hiệu quả sử dụng vốn từ đó góp phần đẩy mạnh tăng trưởng kinh tế.

Ý thức được tầm quan trọng cũng như vai trò của phát triển tài chính đối

với tăng trưởng kinh tế, trong các thập kỷ gần đây đã có nhiều nghiên cứu

thực hiện về vấn đề này. Tuy nhiên, các kết quả nghiên cứu cho các nước và

các khu vực khác nhau đưa ra các quan điểm khác nhau về vai trò của phát

triển tài chính đối với tăng trưởng kinh tế. Mối quan hệ cũng như vai trò của

phát triển tài chính đối với tăng trưởng kinh tế vẫn là một vấn đề gây nhiều

tranh luận. Hiểu rõ tác động cũng như vai trò của phát triển tài chính đối với

tăng trưởng sẽ giúp các nhà hoạch định chính sách có những định hướng rõ

ràng hơn trong chính sách phát triển của quốc gia và khu vực. Do đó, tôi chọn

đề tài “Phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát

triển” làm đề tài nghiên cứu của mình.

Bài nghiên cứu được thực hiện với mục tiêu xác định vai trò của phát

triển tài chính đối với tăng trưởng kinh tế. Đồng thời xác định các yếu tố quan

trọng đại diện cho phát triển tài chính trong việc giải thích tăng trưởng kinh tế

ở các nước đang phát triển.

Sử dụng phương pháp hồi quy bảng thông qua ba mô hình pooled

regression, fix effects model (FEM) và random effects model (REM), bài

nghiên cứu tiến hành ước tính các hệ số hồi quy và lựa chọn một mô hình hồi

quy hiệu quả nhất để xác định vai trò của phát triển tài chính đối với tăng

trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển trong giai đoạn từ năm 1997 đến

2012 thông qua các câu hỏi nghiên cứu sau:

+ Phát triển tài chính có tác động thúc đẩy tăng trưởng kinh tế ở các

nước đang phát triển hay không?

+ Các yếu tố nào đóng vai trò quan trọng đại diện cho phát triển tài

chính trong việc giải thích tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển?

Cấu trúc bài nghiên cứu bao gồm các nội dung chủ yếu sau: phần hai của

bài nghiên cứu là tổng quan các kết quả nghiên cứu trước đây về vai trò của

phát triển tài chính đối với tăng trưởng kinh tế. Phần ba trình bày phương

pháp nghiên cứu của bài như cơ sở đưa ra mô hình nghiên cứu, phương pháp

ước lượng mô hình và cách thức lấy mẫu nghiên cứu. Nội dung và kết quả

nghiên cứu được trình bày trong phần bốn. Và cuối cùng, phần năm là kết

luận của bài nghiên cứu. Thêm vào đó các hạn chế và hướng nghiên cứu tiếp

theo của đề tài cũng được trình bày trong phần năm.

2. Tổng quan các nghiên cứu trước đây

2.1. Lý thuyết nền

Tăng trưởng kinh tế là sự gia tăng về chất lượng, số lượng, tốc độ và quy

mô của nền kinh tế trong một thời kỳ nhất định. Và đây cũng là một trong

những mục tiêu hàng đầu của các quốc gia nói chung và của các nước đang

phát triển nói riêng. Quy mô và tốc độ tăng trưởng kinh tế của một quốc gia

chịu sự tác động bởi nhiều yếu tố khác nhau như: vốn đầu tư, lao động, khoa

học công nghệ, khả năng tự do hóa dòng vốn, tác động từ nguồn vốn đầu tư

trực tiếp nước ngoài FDI, vai trò của tài chính khu vực, …Trong các yếu tố

tác động đến tăng trưởng kinh tế, phát triển tài chính là yếu tố đóng vai trò

quan trọng trong thúc đẩy tăng trưởng kinh tế. Phát triển tài chính được thể

hiện thông qua việc hình thành và phát triển của hệ thống tài chính.

Một hệ thống tài chính hoạt động tốt sẽ tạo ra sự cải tiến công nghệ bằng

cách xác định, lựa chọn và tài trợ cho các nhà doanh nghiệp được kỳ vọng sẽ

thực hiện thành công sản phẩm và tiến trình sản xuất. Bên cạnh đó, tồn tại

những nghiên cứu lý thuyết và thực nghiệm cho rằng cách thức huy động tiết

kiệm, phân bổ nguồn lực và đa dạng hóa rủi ro của các trung gian tài chính

cũng góp phần vào quá trình tăng trưởng kinh tế. Các trung gian tài chính

thực hiện sàng lọc rủi ro làm giảm thiểu những tác động của thông tin, làm

giảm chi phí giao dịch, ảnh hưởng của những quyết định đầu tư trong nâng

cao năng suất hoạt động thông qua đánh giá doanh nghiệp tiềm năng và tài trợ

cho những doanh nghiệp có triển vọng. Quan điểm trung gian tài chính có vai

trò quan trọng trong việc kích thích tăng trưởng kinh tế được ủng hộ bởi

nghiên cứu của Levine (1997), McKinnon (1973) và Shaw (1973).

Đánh giá được tầm quan trọng của phát triển tài chính đối với tăng

trưởng kinh tế, các nhà nghiên cứu trước đây đã đưa ra nhiều nghiên cứu về

vai trò của phát triển tài chính đối với tăng trưởng kinh tế. Lập luận của các

bài nghiên cứu chủ yếu dựa trên nền tảng các mô hình tăng trưởng như: mô

hình tăng trưởng cổ điển, mô hình tăng trưởng tân cổ điển và mô hình tăng

trưởng nội sinh. Mô hình tăng trưởng cổ điển Harrod-Domar cho một nền

kinh tế đóng cho thấy tỷ lệ tiết kiệm quốc gia và vốn-sản lượng quốc gia kích

thích mức tăng trưởng của tổng sản phẩm quốc dân. Và sự mở rộng nguồn

vốn mới thông qua đầu tư chỉ thực hiện được khi nền kinh tế tiết kiệm được

một phần thu nhập quốc dân. Sự đầu tư thông qua nguồn tiết kiệm này sẽ dẫn

đến tăng trưởng kinh tế. Tuy nhiên, mô hình Harrod-Domar vẫn có những

điểm hạn chế nhất định. Do dựa vào giả định hệ số cố định cho nên mô hình

thiếu tính linh hoạt, không chính xác khi xác định trong một khoảng thời gian

dài và khi các doanh nghiệp thay đổi các yếu tố đầu vào trong quá trình sản

xuất thực tế. Phát triển dựa trên mô hình Harrod-Domar, Solow (1956) giới

thiệu một mô hình tăng trưởng mới – Mô hình tăng trưởng Solow (Tân cổ

điển). Trong mô hình tăng trưởng Solow, các tỷ số vốn-sản xuất và vốn-lao

động thay đổi theo nguồn vốn và lao động của nền kinh tế và quá trình sản

xuất. Cũng như mô hình Harrod-Domar, mô hình tăng trưởng Solow cũng

nhấn mạnh tầm quan trọng của tiết kiệm và vốn đầu tư trong việc thúc đẩy

tăng trưởng kinh tế. Và đóng góp gần đây nhất cho lý thuyết tăng trưởng kinh

tế là mô hình tăng trưởng nội sinh. Lý thuyết tăng trưởng nội sinh của Lucas

(1988) làm nổi bật vai trò của phát triển tài chính đối với tăng trưởng kinh tế

trong dài hạn ở các nước đang phát triển thông qua tác động của dịch vụ tài

chính khu vực dựa vào việc tích lũy vốn và đổi mới công nghệ. Các dịch vụ

tài chính trên bao gồm hoạt động huy động nguồn tiết kiệm, thu thập thông tin

hoạt động đầu tư, phân bổ nguồn lực, và tối thiểu hóa rủi ro.

Khi xét về vai trò của phát triển tài chính đối với tăng trưởng kinh tế,

cũng như mối quan hệ giữa phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế, các

nghiên cứu trước đây đã đưa ra nhiều quan điểm khác nhau. Nghiên cứu của

Patrick (1966) đã đề cập đến mối quan hệ nhân quả hai chiều giữa phát triển

tài chính và tăng trưởng kinh tế. Vấn đề ông đưa ra ở đây là phát triển tài

chính là kết quả của tăng trưởng kinh tế (hiện tượng nhu cầu sau) hay ngược

lại tăng trưởng tài chính là kết quả của phát triển tài chính (hiện tượng cung

ứng sau). Theo Patrick, trong thực tế dường như có sự tác động qua lại giữa

hiện tượng nhu cầu sau và hiện tượng cung ứng sau. Trong giai đoạn đầu của

phát triển kinh tế, phát triển tài chính dẫn đến tăng trưởng kinh tế bằng sự

hình thành vốn thực trên đầu người. Vào giai đoạn sau của tiến trình phát triển

kinh tế sẽ tạo ra sự gia tăng nhu cầu về các dịch vụ tài chính, từ đó tạo ra sự

mở rộng tài chính khu vực. Đây chính là nguyên nhân tạo ra sự tác động của

tăng trưởng kinh tế đến phát triển tài chính. Blackburn and Huang (1998)

cũng đã thiết lập một mối quan hệ nhân quả hai chiều tích cực giữa tăng

trưởng kinh tế và phát triển tài chính. Theo phân tích của họ, các đại lý thông

tin tiếp nhận các nguồn tài trợ từ bên ngoài cho các dự án của họ thông qua

các hợp đồng cho vay ưu đãi được thực thi thông qua hoạt động giám sát tốn

kém mà người cho vay có thể ủy quyền cho các tổ chức tài chính trung gian.

Mặt khác, nghiên cứu của Christopoulos and Tsionas (2004) đã tiến hành

khảo sát mối quan hệ trong dài hạn giữa độ sâu tài chính và tăng trưởng kinh

tế. Kết quả bài nghiên cứu ủng hộ cho giả thuyết có một mối quan hệ cân

bằng duy nhất giữa độ sâu tài chính, tăng trưởng và các biến phụ thuộc. Mối

quan hệ đồng liên kết duy nhất này ngụ ý rằng chỉ có quan hệ nhân quả một

chiều từ độ sâu tài chính đối với tăng trưởng kinh tế. Tuy nhiên, một số nhà

nghiên cứu khác cho rằng tăng trưởng kinh tế tạo ra nhu cầu ngày càng cao

đối với các dịch vụ tài chính từ đó tạo ra một sự mở rộng và phát triển trong

lĩnh vực tài chính. Quan điểm này được hỗ trợ bởi Gurley and Shaw (1967),

Goldsmith (1969).

2.2. Các nghiên cứu thực nghiệm

Bên cạnh các nghiên cứu lý thuyết còn tồn tại nhiều nghiên cứu thực

nghiệm về mối quan hệ giữa phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế.

Waheed and Younus (2010) đã sử dụng số liệu xuyên quốc gia để phân tích

tác động của phát triển tài chính khu vực và hiệu quả của tài chính khu vực

đến tăng trưởng kinh tế ở các nước phát triển và đang phát triển. Bài nghiên

cứu dùng hai chỉ số tỷ lệ cung tiền M2 so với GDP và tỷ lệ tín dụng tư nhân

so với GDP làm thước đo cho tài chính khu vực và hiệu quả của tài chính khu

vực được đo lường thông qua chỉ số chênh lệch giữa lãi suất tiền gửi và lãi

suất cho vay. Qua phân tích tác giả cho thấy ở các nước đang phát triển hai

chỉ số đại diện cho tài chính khu vực là tỷ lệ cung tiền M2 so với GDP và tỷ

lệ tín dụng tư nhân so với GDP có tác động tích cực và có ý nghĩa thông kê

cao. Từ đây cho thấy tài chính khu vực có tác động thúc đẩy tăng trưởng kinh

tế ở các nước đang phát triển. Bên cạnh đó, yếu tố đo lường cho tác động của

hiệu quả khu vực tài chính đối với tăng trưởng kinh tế là chỉ số chênh lệch lãi

suất tiền gửi và tiền vay cũng có tác động dương và có ý nghĩa thống kê.

Tương tự như kết quả ở các nước đang phát triển, kết quả hồi quy cũng cho

thấy các chỉ số đo lường cho tài chính khu vực ở các nước phát triển cũng có

tác động thúc đẩy tăng trưởng kinh tế. Tuy nhiên, chỉ số đại diện cho hiệu quả

tài chính khu vực lại không có ý nghĩa thống kê. Đối với kết quả hồi quy cho

toàn bộ mẫu 98 nước, các chỉ số đo lường tài chính khu vực và hiệu quả tài

chính khu vực đều có tác động thúc đẩy tăng trưởng kinh tế và có ý nghĩa

thống kê. Bằng chứng thực nghiệm thể hiện trong bài nghiên cứu đã cung cấp

một ủng hộ chắc chắn cho quan điểm phát triển tài chính khu vực là tác động

chủ yếu thúc đẩy tăng trưởng kinh tế và hiệu quả của tài chính khu vực là một

tiềm lực quan trọng cho hiệu quả tăng trưởng kinh tế trong dài hạn ở các nước

nghiên cứu. Nhằm thực hiện mục tiêu tăng trưởng kinh tế bền vững trong dài

hạn, phát triển tài chính là một yếu tố chiến lược quan trọng. Các nghiên cứu

của McKinnon (1973), King and Levine (1993a), Levine et al (2000) cũng

ủng hộ cho quan điểm phát triển tài chính sẽ dẫn đến tăng trưởng kinh tế.

Điều này có nghĩa là các chính sách hướng đến sự phát triển hệ thống tài

chính sẽ tác động dẫn đến tăng trưởng kinh tế.

Nghiên cứu thực nghiệm của Giri and Mohapatra (2012) đã tiến hành

nghiên cứu mối quan hệ giữa phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế ở Ấn

Độ từ năm 1970 đến 2009. Nghiên cứu sử dụng tăng trưởng kinh tế được định

nghĩa như là tốc độ tăng trưởng tổng sản phẩm quốc nội. Chỉ số phát triển

trong mô hình là tổng tín dụng của khu vực tư so với GDP và tỷ lệ tiết kiệm

tài chính được đo lường bằng khác biệt giữa M3 và M1. Kết quả kiểm định

Johansen đã hỗ trợ cho sự tồn tại mối quan hệ cân bằng trong dài hạn giữa các

biến của phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế cho nền kinh tế Ấn Độ.

Hơn nữa, kết quả từ kiểm định nhân quả Granger dựa trên mô hình vector

hiệu chỉnh sai số cho rằng chỉ có mối quan hệ một chiều từ phát triển tài chính

đến tăng trưởng kinh tế. Phát hiện này có ý nghĩa quan trọng cho việc thực

hiện các chính sách kinh tế ở Ấn Độ. Điều này cho thấy sự phát triển của lĩnh

vực tài chính có xu hướng, hoặc có nhiều khả năng kích thích và thúc đẩy

tăng trưởng kinh tế khi cơ quan tiền tệ thông qua tự do hóa đầu tư và chính

sách mở cửa, cải thiện quy mô thị trường với sự ổn định kinh tế vĩ mô.

Chee and Nair (2010) sử dụng dữ liệu bảng để phân tích tác động của

FDI và phát triển tài chính khu vực đến tăng trưởng kinh tế cho một mẫu 44

nước ở khu vực châu Á và châu Đại dương dựa trên phương pháp fix effect -

estimate và random effect - estimate. Qua kết quả hồi quy, tác giả kết luận

rằng FDI có tác động thúc đẩy tăng trưởng kinh tế. Về tác động của phát triển

tài chính khu vực đến tăng trưởng kinh tế, không phụ thuộc vào chỉ số sử

dụng là khả năng thanh khoản (được đo lường bằng tỷ lệ M3 so với GDP và

có thể thay tế bằng M2 khi M3 không có giá trị) hay tỷ lệ tín dụng tư nhân so

với GDP, kết quả đều thể hiện một tác động nghịch chiều với tăng trưởng

kinh tế và có ý nghĩa thống kê ở cả hai phương pháp ước lượng. Khi xét tác

động của biến tương tác giữa FDI và phát triển tài chính khu vực đối với tăng

trưởng kinh tế, các kết quả kiểm định đều thể hiện một hệ số tác động dương

đối với tăng trưởng ở các nước phát triển và các nước đang phát triển. Hay

nói cách khác, phát triển tài chính khu vực làm tăng đóng góp của FDI trong

thúc đẩy tăng trưởng kinh tế trong khu vực và có vai trò quan trọng như nhau

ở các nước phát triển và đang phát triển.

Nyamongo et al (2012) sử dụng dữ liệu bảng của 36 nước châu Phi cho

thời kỳ 1980-2009 để nghiên cứu vai trò của kiều hối và phát triển tài chính

đối với tăng trưởng kinh tế thông qua ước lượng sử dụng mô hình pooled

regression, mô hình FEM và mô hình REM. Mô hình nghiên cứu với biến phụ

thuộc là tỷ lệ tăng trưởng GDP bình quân đầu người – thước đo tăng trưởng

kinh tế. Các biến giải thích bao gồm kiều hối, tính bất ổn của kiều hối và chỉ

số phát triển tài chính được đo lường thông qua tỷ lệ cung tiền M2 so với

GDP và tỷ lệ tín dụng cho khu vực tư so với GDP. Kết quả của nghiên cứu

cho thấy kiều hối có tác động thúc đẩy tăng trưởng kinh tế. Kiều hối như là

một nguồn lực quan trọng của tăng trưởng đối với các nước Châu Phi trong

thời kỳ nghiên cứu. Mặt khác, tính bất ổn của kiều hối có ảnh hưởng trái

chiều đối với tăng trưởng ở các nước Châu Phi và kiều hối là một yếu tố bổ

sung cho phát triển tài chính. Về vai trò của phát triển tài chính, kết quả

nghiên cứu cho thấy một tác động thúc đẩy tăng trưởng kinh tế của tỷ lệ tín

dụng trong nước cho khu vực tư so với GDP và tỷ lệ M2 so với GDP có hệ số

tác động âm. Ngoài ra, các yếu tố như lạm phát và chi tiêu chính phủ có tác

động cản trở tăng trưởng kinh tế, hệ số ước lượng của các yếu tố này đều

mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê.

Nghiên cứu của Ayadi et al (2013) sử dụng mẫu trong thời kỳ 1985-2009

ở các nước bắc và nam Địa Trung Hải để khám phá mối quan hệ giữa phát

triển tài chính khu vực và tăng trưởng kinh tế. Kết quả cho thấy tín dụng cho

khu vực tư có mối tương quan âm với tăng trưởng kinh tế. Hay nói cách khác,

gia tăng tín dụng cho khu vực tư ở các nước Nam Địa trung hải không đóng

góp vào tăng trưởng. Điều này có thể giải thích bởi mức độ áp chế tài chính

cao. Ngoài ra, tiền gửi ngân hàng cũng có mối tương quan âm với tăng trưởng

kinh tế. Mặt khác, kết quả nghiên cứu cũng cho thấy quy mô, khả năng thanh

toán của thị trường chứng khoán và đầu tư trực tiếp nước ngoài đóng vai trò

quan trọng và góp phần thúc đẩy tăng trưởng kinh tế. Ngoài ra tác giả còn tìm

thấy một tác động âm của GDP thực bình quân đầu người ban đầu đối với

tăng trưởng kinh tế.

Nghiên cứu của Hassan et al (2011) đã cung cấp một bằng chứng thực

nghiệm về vai trò của phát triển tài chính trong việc đo lường tăng trưởng

kinh tế ở các nước thu nhập thấp và trung bình được phân loại theo khu vực.

Bằng cách sử dụng ước lượng bảng và phân rã phương sai của tốc độ tăng

trưởng GDP thực bình quân đầu người để ước tính yếu tố đo lường nào của

phát triển tài chính là quan trọng nhất trong giải thích tăng trưởng kinh tế qua

thời gian và các yếu tố này giải thích được bao nhiêu về tác động đến tăng

trưởng theo khu vực và nhóm thu nhập. Trong bài nghiên cứu tác giả sử dụng

GDP thực bình quân đầu người làm thước đo cho tăng trưởng kinh tế và sử

dụng các chỉ số tín dụng trong nước được cung cấp bởi hệ thống ngân hàng,

tín dụng cho khu vực tư, cung tiền M3, tỷ lệ tiết kiệm trong nước, thương mại

đo lường bằng xuất khẩu cộng nhập khẩu, chi tiêu chính phủ và tỷ lệ lạm phát

để đại diện cho phát triển tài chính và quy mô khu vực. Ngoài ra, tác giả còn

nghiên cứu tác động của GDP thực bình quân đầu người ban đầu của mỗi

nước đối với tăng trưởng kinh tế. Kết quả hồi quy cho từng nhóm nước và

toàn mẫu cho thấy rằng mức GDP thực bình quân đầu người ban đầu thấp liên

kết với một mức tăng trưởng kinh tế cao và có ý nghĩa thống kê cho hầu hết

các nhóm nước đang phát triển, ngoại trừ các nước Mỹ Latin và vùng

Caribbean. Kết quả nghiên cứu cũng cho thấy thương mại có tác động thúc

đẩy tăng trưởng kinh tế và đóng vai trò quan trọng trong việc giải thích tăng

trưởng kinh tế. Trong khi đó, chi tiêu chính phủ và lạm phát làm suy giảm

tăng trưởng kinh tế. Bên cạnh đó, bài nghiên cứu còn tìm thấy mối quan hệ

thuận chiều giữa tổng tiết kiệm trong nước và tăng trưởng kinh tế. Và cả hai

nhân tố đo lường phát triển tài chính là tín dụng trong nước cung cấp bởi hệ

thống ngân hàng và tín dụng trong nước cho khu vực tư đều có tác động thúc

đẩy tăng trưởng kinh tế. Như vậy, qua các kết quả kiểm định, tác giả đưa ra

kết luận trong ngắn hạn tồn tại một mối quan hệ nhân quả hai chiều giữa phát

triển tài chính và tăng trưởng kinh tế ở hầu hết các khu vực, và ở hai khu vực

nghèo nhất thì chỉ có mối quan hệ một chiều từ tăng trưởng kinh tế đến phát

triển tài chính.

Bảng 2.1: Tóm tắt các nghiên cứu thực nghiệm

Tác giả Năm Đề tài nghiên cứu Kết quả nghiên cứu Phương pháp và mục tiêu nghiên cứu

Christopoulos 2004 Financial development and Tiến hành khảo sát mối quan Kết quả bài nghiên cứu ủng hộ

and Tsionas economic growth: evidence hệ trong dài hạn giữa độ sâu cho giả thuyết có một mối

from panel unit root and tài chính và tăng trưởng kinh quan hệ nhân quả một chiều từ

cointegration tests tế thông qua kiểm định đơn vị độ sâu tài chính đối với tăng

và phân tích đồng liên kết trên trưởng kinh tế.

dữ liệu bảng.

Waheed and 2010 Effects of Financial Sector’s Sử dụng phân tích xuyên quốc Phát triển tài chính khu vực là

Younus Development and Financial gia để kiểm định ảnh hưởng tác động chủ yếu thúc đẩy

Sector’s Efficiency on của tài chính khu vực và hiệu tăng trưởng kinh tế và hiệu

Economic Growth: Empirical quả tài chính khu vực đối với quả của tài chính khu vực là

Evidence from Developing tăng trưởng kinh tế ở các nước một tiềm lực quan trọng cho

and Developed Countries. phát triển và đang phát triển. hiệu quả tăng trưởng kinh tế

trong dài hạn của các nước.

Tác giả Năm Đề tài nghiên cứu Kết quả nghiên cứu Phương pháp và mục tiêu nghiên cứu

Chee and Nair 2010 The Impact of FDI and Sử dụng mô hình FEM và Phát triển tài chính khu vực

Financial sector developtment REM để phân tích tác động làm tăng đóng góp của FDI

on Economic growth: của đầu tư trực tiếp nước đến việc thúc đẩy tăng trưởng

Empirical evidence from Asia ngoài và phát triển tài chính kinh tế trong khu vực và có

and Oceania. khu vực đến tăng trưởng kinh vai trò quan trọng như nhau ở

tế dựa trên dữ liệu bảng. các nước phát triển và đang

phát triển.

Hassan et al 2011 Fianancial development and Sử dụng hồi quy bảng để phân Phát triển tài chính có vai trò

economic growth: New tích vai trò của phát triển tài thúc đẩy tăng trưởng kinh tế.

evidence from panel data. chính đối với tăng trưởng kinh Đồng thời tồn tại mối quan hệ

tế. Đồng thời sử dụng mô hình nhân quả hai chiều giữa phát

vector tự hồi quy để kiểm định triển tài chính và tăng trưởng

mối quan hệ nhân quả giữa kinh tế trong ngắn hạn.

phát triển tài chính và tăng

trưởng kinh tế.

Tác giả Năm Đề tài nghiên cứu Kết quả nghiên cứu Phương pháp và mục tiêu nghiên cứu

Giri and 2012 Financial Development and Sử dụng mô hình vector tự hồi Kết quả nghiên cứu ủng hộ

Mohapatra Economic Growth: Evidence quy để kiểm định mối quan hệ quan điểm có mối quan hệ một

from Indian Economy. giữa phát triển tài chính và chiều từ phát triển tài chính

tăng trưởng kinh tế ở Ấn Độ. đến tăng trưởng kinh tế.

Nyamongo et al 2012 Remittances, financial Sử dụng mô hình pooled Kiều hối là một nguồn lực

development and economic regression, FEM và REM để quan trọng cho tăng trưởng

growth in Africa. nghiên cứu vai trò của kiều kinh tế ở Châu Phi trong thời

hối và phát triển tài chính đối kỳ nghiên cứu. Và phát triển

với tăng trưởng kinh tế dựa tài chính có tác động thúc đẩy

trên dữ liệu bảng. tăng trưởng kinh tế.

Tác giả Năm Đề tài nghiên cứu Kết quả nghiên cứu Phương pháp và mục tiêu nghiên cứu

Ayadi et al 2013 Financial Development, Bank Sử dụng mô hình FEM và Kết quả nghiên cứu chỉ ra rằng

Efficiency and Economic REM để nghiên cứu mối quan tín dụng cho khu vực tư có

Growth across the hệ giữa phát triển tài chính mối tương quan âm với tăng

Mediterranean. khu vực và tăng trưởng kinh tế trưởng kinh tế. Ngoài ra, tiền

dựa trên dữ liệu bảng. gửi ngân hàng cũng có mối

tương quan âm với tăng

trưởng kinh tế. Mặt khác, kết

quả nghiên cứu cũng cho thấy

quy mô, khả năng thanh toán

của thị trường chứng khoán và

đầu tư trực tiếp nước ngoài

đóng vai trò quan trọng và góp

phần thúc đẩy tăng trưởng

kinh tế ở các nước Địa Trung

Hải.

3. Phương pháp nghiên cứu và dữ liệu nghiên cứu

3.1. Phương pháp nghiên cứu

3.1.1. Các biến nghiên cứu

Dựa vào các nghiên cứu lý thuyết và thực nghiệm trước đây, bài nghiên

cứu sử dụng tốc độ tăng trưởng GDP thực bình quân đầu người để đại diện

cho tăng trưởng kinh tế (GROWTH). Bên cạnh đó, để đo lường phát triển tài

chính và quy mô khu vực tác động như thế nào đến tăng trưởng kinh tế bài

nghiên cứu sử sụng các nhân tố đại diện là tín dụng trong nước được cung cấp

bởi hệ thống ngân hàng, tín dụng trong nước cho khu vực tư, cung tiền M2,

tổng tiết kiệm trong nước, thương mại được đo lường bằng tổng xuất khẩu và

nhập khẩu, chi tiêu chính phủ và tỷ lệ lạm phát. Việc lựa chọn các nhân tố đại

diện cho phát triển tài chính nêu trên tương đồng với nghiên cứu của Hassan

et al (2011).

Hai yếu tố tín dụng trong nước cung cấp bởi hệ thống ngân hàng và tín

dụng trong nước cho khu vực tư được đưa vào mô hình nghiên cứu nhằm mục

đích kiểm định tác động của phát triển tài chính đến tăng trưởng kinh tế. Việc

lựa chọn này có thể được lý giải là do mức độ phát triển tài chính chủ yếu

được thể hiện thông qua mức độ phát triển của hệ thống tài chính. Thêm vào

đó, hệ thống tài chính thực hiện chức năng làm cầu nối giữa tiết kiệm và đầu

tư chủ yếu thông qua hoạt động của hệ thống ngân hàng và các thể chế tài

chính trung gian. Việc phân bổ nguồn vốn tín dụng được hình thành từ nguồn

tiết kiệm đến các thành phần kinh tế sẽ góp phần gia tăng đầu tư trong nền

kinh tế. Thông qua đầu tư, nguồn vốn được tích lũy từ đó dẫn đến tăng trưởng

kinh tế. Kết quả nghiên cứu của Hassan et al (2011) chỉ ra rằng tín dụng trong

nước cung cấp bởi hệ thống ngân hàng và tín dụng trong nước cho khu vực tư

có tác động thúc đẩy tăng trưởng kinh tế ở các nước có thu nhập thấp và thu

nhập trung bình trong thời kỳ nghiên cứu.

Yếu tố thứ ba dùng để đo lường tác động của phát triển tài chính đến

tăng trưởng kinh tế là cung tiền. Do những hạn chế trong quá trình thu thập

dữ liệu M3 cho các nước đang phát triển nên bài nghiên cứu sử dụng M2 là

một trong các thước đo để đo lường tác động của phát triển tài chính đến tăng

trưởng kinh tế thay vì sử dụng yếu tố cung tiền M3 như trong nghiên cứu của

Hassan et al (2011). Qua quá trình lược khảo các nghiên cứu trước đây, tỷ lệ

M2 so với GDP được sử sụng là một chỉ số thể hiện độ sâu tài chính của một

nước sẽ có tác động thúc đẩy tăng trưởng kinh tế.

Chỉ số thứ tư dùng để đo lường tác động của phát triển tài chính đến tăng

trưởng kinh tế là tỷ lệ tổng tiết kiệm trong nước so với GDP. Thông qua sự

chuyển đổi từ tiết kiệm sang đầu tư độ sâu tài chính sẽ tác động đến tăng

trưởng. Ở các nước đang phát triển, áp chế tài chính và kiểm soát tín dụng dẫn

đến lãi suất thực âm từ đó hạn chế tiết kiệm. Một tỷ lệ tổng tiết kiệm trong

nước so với GDP cao là kết quả của lãi suất thực dương kích thích đầu tư và

tăng trưởng. Quan điểm này cũng được ủng hộ bởi Becsi & Wang (1997) với

ý kiến cho rằng phát triển tốt tài chính khu vực trong nước ở các nước đang

phát triển có thể đóng góp đáng kể trong việc gia tăng tỷ lệ tiết kiệm và đầu

tư, từ đó dẫn đến tăng trưởng kinh tế.

Thêm vào đó, các chỉ tiêu về thương mại và chi tiêu chính phủ cũng

được đưa vào mô hình nghiên cứu. Hiện nay, nhiều nước đang phát triển có

xu hướng phụ thuộc nhiều vào thương mại quốc tế để đạt được tăng trưởng

kinh tế trong khi tự do hóa tài chính vẫn còn đang được thực hiện. Ngoài ra,

một số quốc gia còn sử dụng chính sách tài khóa mở rộng hoặc thu hẹp để tạo

sự tăng trưởng bền vững bằng cách điều chỉnh chi tiêu chính phủ. Qua các

nghiên cứu trước đây, yếu tố thương mại đo lường bởi tổng xuất khẩu và nhập

khẩu của hàng hóa dịch vụ có tác động thúc đẩy tăng trưởng kinh tế và đóng

vai trò quan trọng trong giải thích tăng trưởng kinh tế.

Đối với chi tiêu chính phủ, yếu tố này có thể có tác động tích cực hoặc

tiêu cực đến tăng trưởng kinh tế. Khi chi tiêu chính phủ được dùng để cung

cấp các dịch vụ công cho nền kinh tế nhằm bổ sung cho khu vực đầu tư tư

nhân sẽ tạo ra một môi trường thuận lợi từ đó thúc đẩy tăng trưởng kinh tế.

Tuy nhiên, việc chi tiêu cao của khu vực công sẽ làm suy yếu hiệu quả phân

bổ nguồn lực hay tạo ra sự lấn át đối với các khu vực kinh tế hiệu quả hơn sẽ

tạo ra một tác động tiêu cực đến tăng trưởng kinh tế. Kết quả nghiên cứu thực

nghiệm của Hassan et al (2011) đối với các nước đang phát triển cho thấy tỷ

lệ chi tiêu chính phủ so với GDP cao sẽ tạo nên rào cản đối với tăng trưởng

kinh tế.

Bên cạnh đó, để kiểm soát những biến động về giá, nhân tố lạm phát

được đưa vào mô hình nghiên cứu. Qua kết quả của các bài nghiên cứu thực

nghiệm đều cho thấy lạm phát có tác động nghịch chiều với tăng trưởng kinh

tế. Quan điểm này được ủng hộ bởi Christopoulos and Tsionas (2004), Hassan

et al (2011).

Ngoài ra, bài nghiên cứu còn xem xét tác động của GDP thực bình quân

đầu người ban đầu đối với tăng trưởng kinh tế. Kết quả nghiên cứu của Barro

(1997) chỉ ra rằng GDP thực bình quân trên đầu người ban đầu thấp được liên

kết với một mức tăng trưởng cao hơn. Điều này có nghĩa là ở những nước có

GDP thực bình quân đầu người thấp sẽ có tốc độ tăng trưởng kinh tế cao hơn

so với những nước có mức GDP thực bình quân đầu người cao hơn. Quan

điểm này cũng được khẳng định trong nghiên cứu thực nghiệm của Hassan et

al (2011).

3.1.2. Mô hình ước lượng

Sử dụng mô hình nghiên cứu của Hassan et al (2011), mô hình của bài

nghiên cứu có dạng như sau:

(cid:1833)(cid:1844)(cid:1841)(cid:1849)(cid:1846)(cid:1834)(cid:3036),(cid:3047) = (cid:2010)(cid:2868) + (cid:2010)(cid:2869)(cid:1843)(cid:3036),(cid:2868) + (cid:2010)(cid:2870)(cid:1832)(cid:1835)(cid:1840)(cid:3036),(cid:3047) + (cid:2010)(cid:2871)(cid:1833)(cid:1830)(cid:1845)(cid:3036),(cid:3047) + (cid:2010)(cid:2872)(cid:1846)(cid:1844)(cid:1827)(cid:1830)(cid:1831)(cid:3036),(cid:3047) +

(1) (cid:2010)(cid:2873)(cid:1833)(cid:1841)(cid:1848)(cid:3036),(cid:3047) + (cid:2010)(cid:2874)(cid:1835)(cid:1840)(cid:1832)(cid:3036),(cid:3047) + (cid:2013)(cid:3036),(cid:3047)

Trong đó:

 GROWTH: là tốc độ tăng trưởng kinh tế được đo lường bằng tốc độ

tăng trưởng GDP thực bình quân đầu người.

là log của GDP thực bình quân đầu người và đại diện cho  (cid:1843)(cid:3036),(cid:2868):

GDP bình quân đầu người ban đầu.

đại diện cho độ sâu và phát triển tài chính. Đo lường bởi các  (cid:1832)(cid:1835)(cid:1840)(cid:3036),(cid:3047):

biến:

o DCBS: tín dụng trong nước được cung cấp bởi hệ thống ngân

hàng.

o DCPS: tín dụng trong nước cho khu vực tư.

o M2: cung tiền.

 GDS: tổng tiết kiệm trong nước.

 TRADE: thương mại bao gồm xuất khẩu và nhập khẩu.

 GOV: chi tiêu chính phủ.

 INF: tỷ lệ lạm phát.

3.1.3. Phương pháp hồi quy

Mô hình nghiên cứu trong bài sử dụng dữ liệu bảng cho 30 nước đang

phát triển trong thời gian từ năm 1997-2012 được ước tính theo ba phương

pháp: pooled regression, FEM và REM nhằm lựa chọn một phương pháp ước

lượng hiệu quả nhất để kiểm định vai trò của phát triển tài chính đối với tăng

trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển. Phương pháp ước lượng pooled

regression có ưu điểm là một phương pháp đơn giản và dễ thực hiện. Tuy

nhiên, do xem xét các quan sát là như nhau nên kết quả hồi quy theo pooled

regression cho dữ liệu bảng có thể làm sai lệch sự tác động của các biến giải

thích lên biến phụ thuộc. Những nhược điểm này có thể được khắc phục bằng

cách thực hiện ước lượng theo FEM và REM để ước tính hệ số hồi quy cho

mô hình nghiên cứu. FEM với giả định mỗi thực thể đều có những đặc điểm

riêng biệt có thể ảnh hưởng đến các biến giải thích. Hay nói cách khác, FEM

cho phép các ảnh hưởng không quan sát (ảnh hưởng quốc gia cụ thể) có tương

quan với các biến hồi quy. FEM phân tích mối tương quan giữa phần dư của

mỗi thực thể với các biến giải thích qua đó kiểm soát và tách ảnh hưởng của

các đặc điểm riêng biệt (không đổi theo thời gian) ra khỏi các biến giải thích

để có thể ước lượng được ảnh hưởng thực của biến giải thích lên biến phụ

thuộc. Đối với REM, sự biến động của các thực thể được giả sử là ngẫu nhiên

và không tương quan đến các biến giải thích. REM xem các phần dư của mỗi

thực thể (không tương quan với biến giải thích mới) là một biến giải thích

mới.

Kiểm định Likelihood thực hiện qua giá trị thống kê F được sử dụng để

lựa chọn mô hình phù hợp giữa pooled regression và FEM. Kiểm định

Hausman được dùng trong bài nghiên cứu để kiểm định sự phù hợp của các

ước lượng và lựa chọn ước lượng phù hợp nhất giữa FEM và REM. Kiểm

định này dựa trên so sánh giữa hai ước lượng của vector hệ số, với giả thiết

không là ước lượng REM là ước lượng hiệu quả và vững, và giả thiết đối là

ước lượng không vững. Ước lượng FEM đạt tính vững đối với cả giả thiết

không và giả thiết đối. Nếu giả thiết không là đúng thì sự khác biệt giữa hai

ước lượng là gần bằng không. Giá trị kiểm định tính toán (dựa trên phân phối chi bình phương (cid:2870)) là ước tính của ma trận đồng biến của β(cid:2869) − β(cid:2870). Trong giới hạn ma trận đồng biến đơn giản được tính bằng Var(β(cid:2869)) – Var(β(cid:2870)), với β(cid:2869) là ước tính của FEM và β(cid:2870) là ước tính của REM.

Ngoài ra, giả định về phương sai không đổi và không có tương quan

chuỗi theo thời gian là những giả định quan trọng đối với cả hai ước lượng

FEM và ước lượng REM. Nếu các giả định này bị vi phạm thì các ước lượng

này vẫn là các ước lượng phù hợp nhưng sẽ là một ước lượng không hiệu quả.

Trong mô hình hồi quy FEM, kiểm định Wald được sử dụng để kiểm định

phương sai thay đổi với giả thiết không là phương sai không đổi. Bên cạnh

đó, giả định về tương quan chuỗi được kiểm định thông qua kiểm định

Lagram-Multiplier. Nếu giả định phương sai không đổi và giả định không có

tương quan chuỗi bị vi phạm thì ước lượng phương pháp bình phương nhỏ

nhất tổng quát (Generalize Least Square) được sử dụng nhằm đưa ra một ước

lượng hiệu quả.

3.2. Dữ liệu nghiên cứu

Với những ưu điểm vượt trội hơn của dữ liệu bảng so với dữ liệu thời

gian và dữ liệu không gian như cung cấp nhiều thông tin hơn, ít có sự đa cộng

tuyến giữa các biến số, bậc tự do cao hơn và hiệu quả hơn, bài nghiên cứu sử

dụng dữ liệu bảng để ước tính hệ số hồi quy và phân tích vai trò của phát triển

tài chính đối với tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển. Bằng cách

nghiên cứu các dữ liệu chéo một cách lặp đi lặp lại, dữ liệu bảng thực hiện tốt

hơn các nghiên cứu về những thay đổi xảy ra liên tục. Ngoài ra, dữ liệu bảng

còn cho phép kiểm soát sự khác biệt không quan sát được giữa các thực thể,

cũng như cho phép kiểm soát các biến không quan sát được nhưng thay đổi

theo thời gian.

Mẫu nghiên cứu được lấy trong thời kỳ từ năm 1997 đến 2012 cho 30

nước đang phát triển. Việc chọn các nước được lấy một cách ngẫu nhiên trong

phân loại các nhóm nước đang phát triển của Ngân hàng thế giới. Giá trị các

biến trong mô hình nghiên cứu được cung cấp từ cơ sở dữ liệu các chỉ số phát

triển thế giới của Ngân hàng thế giới (WDI).

Biến phụ thuộc trong bài nghiên cứu này là tăng trưởng kinh tế được đo

lường bằng tốc độ tăng trưởng GDP thực bình quân đầu người. Với GDP

thực bình quân đầu người (so với năm gốc 2005) được tính bằng tổng sản

phẩm trong nước chia cho dân số giữa năm. Các biến giải thích trong bài bao

gồm:

Thứ nhất, tín dụng trong nước được cung cấp bởi hệ thống ngân hàng

(DCBS) bao gồm tất cả tín dụng cho các lĩnh vực khác nhau dựa trên cơ sở

tổng, ngoại trừ tín dụng cho chính quyền trung ương.

Thứ hai, tín dụng trong nước cho khu vực tư (DCPS) là các nguồn tài

chính cung cấp cho khu vực tư trong đó bao gồm công ty tư nhân phi tài

chính, hộ gia đình và các tổ chức phi lợi nhuận.

Thứ ba, cung tiền M2 bao gồm các khoản tiền bên ngoài ngân hàng, tiền

gửi thanh toán và tiền gửi có kỳ hạn. Do hạn chế trong việc thu thập dữ liệu

cung tiền M3 cho các nước đang phát triển, bài nghiên cứu sử dụng cung tiền

M2 để thay thế.

Thứ tư, là tổng tiết kiệm trong nước (GDS) được tính bằng GDP trừ cho

chi tiêu tiêu dùng cuối cùng.

Thứ năm, là thương mại (TRADE) được đo lường bằng tổng giá trị nhập

khẩu và xuất khẩu của hàng hóa và dịch vụ.

Thứ sáu, chi tiêu chính phủ (GOV) bao gồm các khoản chi thường xuyên

của chính phủ cho mua bán hàng hóa, dịch vụ, chi tiêu an ninh quốc phòng.

Thứ bảy, trong bài nghiên cứu lạm phát (INF) được sử dụng để kiểm

soát những biến động về giá và được đo lường bằng chỉ số giá tiêu dùng hàng

năm thể hiện ở dạng phần trăm.

Tất cả các biến giải thích bao gồm DCBS, DCPS, M2, GDS, TRADE và

GOV được thể hiện dưới dạng tỷ lệ phần trăm so với GDP. Riêng đối với biến

đại diện cho GDP thực bình quân đầu người ban đầu ở mỗi nước được tính

bằng logarit tự nhiên của mức GDP thực bình quân đầu người đầu tiên, ở đây

là năm 1997.

Bảng 3.1: Giá trị trung bình các biến nghiên cứu trong thời kỳ 1997-2012

COUNTRY

M2 (%)

INF (%)

GROWTH (%)

DCBS (%)

DCPS (%)

GDS (%)

TRADE (%)

GOV (%)

Armenia

7.115151 15.47682 15.03738 18.45419 4.190248

69.95042 11.20194 4.816653

Azerbaijan

9.964982

14.5788

10.7763 18.34225

37.4556

89.64699 11.44832 5.066138

Bangladesh

4.165901 51.40852 34.24455 51.42953 17.11741

40.69097 5.162594 6.589698

Bhutan

5.555831 17.92619 21.96395 53.58353

31.7151

90.25952 20.62181 6.232101

Botswana

4.075271

-24.2169 19.96084 39.43557 37.00209

88.29347 23.05591 8.336425

Brazil

1.747587 82.07349 41.12711 55.92686 18.27441

23.94923 20.18635 6.308945

Cambodia

5.720284 12.36454 14.64045 24.09342 9.395288

115.79 5.222747 5.665405

Colombia

1.844134 49.29766 33.82318 33.03454 17.49057

35.76794

17.1889 7.471848

India

5.017628 59.56498 37.52732 64.30623 27.98602

37.83037 11.59289 6.929883

Indonesia

2.308153 47.97696

29.4915

46.2499 30.47278

60.50922 7.610227 11.52281

Jordan

2.641101 95.28247 76.45973 121.8162

-1.35451

122.9353 21.79694 3.723344

Kazakhstan

5.991287 27.02437 29.29591 26.70615

33.2557

85.97398 11.31679 9.094905

Lao PDR

4.930301 12.06598

10.1457 21.53812 14.14925

75.53142 8.212359 22.52242

Malaysia

2.32589 134.0617 121.5071 130.8467 42.93865

192.4443 11.85822 2.445945

Mongolia

5.185067 21.84437 26.44236 36.02303 26.28358

118.9793 14.19949 11.15308

Morocco

2.776331 84.81469 53.60516 89.54251 22.93054

69.08398 17.84726 1.665464

COUNTRY

M2 (%)

INF (%)

GROWTH (%)

DCBS (%)

DCPS (%)

GDS (%)

TRADE (%)

GOV (%)

Mozambique

4.719811 12.81515 16.27418 30.51813 5.506083

66.94399 10.73667 9.436986

Nepal

2.415024 48.93974 36.88479 59.36606 9.403619

48.63146 9.201651 6.965023

Pakistan

1.924138 45.42087 24.45808 44.30278 13.48414

33.38094 9.268077 8.556882

Panama

4.471579 87.57456 90.30144

81.6614 27.99219

145.4302

12.0481

2.63725

Paraguay

0.408238 25.24986 25.40098 30.60714 24.19148

95.96191 9.976802 7.776915

Peru

3.5601

20.0291 23.23521 31.90469 22.99334

41.72555 10.04009 3.362655

Philippines

2.370187 54.40495 34.52939 58.90798 15.96594

89.37546 10.43403 4.933198

Sri Lanka

4.690754 42.57749 29.58981 38.59181 17.00639

71.85212 13.02275

9.41872

Tajikistan

5.066537 19.59636 16.84123 12.27712

-7.22228

112.2246 9.973746 13.01169

Thailand

2.109673 141.1592

119.659 114.5695 32.46664

129.8928 11.83319 3.032482

Turkey

2.462799 49.26444

27.1815 43.17528

17.3434

48.86852 12.35378 30.96456

Uganda

3.077364 10.77693 10.03358 15.92716 27.03987

42.96703 13.28018 7.189883

Uruguay

2.715026 44.09738 33.56801 44.92685 16.71129

49.89379 12.09156 9.060124

Vietnam

5.381898 68.16279 64.18657

72.5735 27.38658

138.0422 6.458036 7.377248

(Nguồn: thống kê mô tả sử dụng phần mềm Stata trên cở sở dữ liệu từ WDI)

Bảng 3.2: Tóm tắt về các biến trong mô hình

Kỳ vọng Nguồn số liệu Biến Tên biến Giải thích Nghiên cứu liên quan về dấu

Bank's World - GDP bình quân trên đầu GDP thực - Các nghiên cứu ủng

World người ban đầu thấp được liên kết bình quân hộ: Hassan et al (2011); - Qi Development với một mức tăng trưởng cao hơn. đầu người Barro (1997); Bekaert et al

Indicators ban đầu (2005); Ayadi et al (2013).

Tín dụng - Một tỷ lệ DCBS cao sẽ góp - Các nghiên cứu ủng Bank's World

trong nước phần gia tăng phát triển tài chính. hộ: Hassan et al (2011); World

cung cấp Hay nói một cách khác, DCBS Levine (1997). Development + DCBS bởi hệ cao cho thấy một tỷ lệ phụ thuộc Indicators

thống ngân vào hệ thống ngân hàng cao.

hàng

Kỳ vọng Nguồn số liệu Biến Tên biến Giải thích Nghiên cứu liên quan về dấu

- Một tỷ lệ tín dụng trong - Các nghiên cứu ủng World Bank's

nước cao cho thấy sự phát triển hộ: Levine et al (2000); World

cao hơn của hệ thống tài chính từ Hassan et al (2011); Development

đó thúc đẩy tăng trưởng kinh tế. Nyamongo et al (2012) Indicators Tín dụng - Các nghiên cứu trái trong nước + chiều: Chee and Nair DCPS cho khu (2010) với nghiên cứu ở vực tư khu vực châu Á và Châu

Đại Dương; Ayadi et al

(2013) với nghiên cứu ở các

nước Địa trung hải.

Kỳ vọng Nguồn số liệu Biến Tên biến Giải thích Nghiên cứu liên quan về dấu

- Các nghiên cứu ủng World Bank's - Cung tiền M2 có tác động

hộ: Waheed and Younus World thúc đẩy tăng trưởng kinh tế.

(2010); Development

- Các kết quả nghiên Indicators

cứu trái chiều: Chee and

Cung tiền + Nair (2010) với nghiên cứu M2

ở khu vực châu Á và Châu

Đại Dương; Nyamongo et

al (2012) với nghiên cứu ở

các nước Châu Phi.

Kỳ vọng Nguồn số liệu Biến Tên biến Giải thích Nghiên cứu liên quan về dấu

World

- Tỷ lệ tăng trưởng bền vững - Các nghiên cứu ủng Bank's

phụ thuộc vào tỷ lệ tiết kiệm hộ: Hassan et al (2011); World

chuyển sang đầu tư, thông qua sự Pagano (1993); Becsi & Development

chuyển đổi từ tiết kiệm sang đầu Wang (1997). Indicators

tư độ sâu tài chính sẽ tác động Tổng tiết

đến tăng trưởng. kiệm trong + GDS - Phát triển tốt tài chính khu nước

vực trong nước ở các nước đang

phát triển có thể đóng góp đáng

kể trong việc gia tăng tỷ lệ tiết

kiệm và đầu tư, từ đó dẫn đến

tăng trưởng kinh tế.

Kỳ vọng Nguồn số liệu Biến Tên biến Giải thích Nghiên cứu liên quan về dấu

World

- Thương mại được tính bằng - Các nghiên cứu ủng Bank's

tổng xuất khẩu và nhập khẩu. hộ: Hassan et al (2011) World Thương + TRADE - Thương mại đóng vai trò Development mại

quan trọng trong việc giải thích Indicators

tăng trưởng kinh tế.

- Chi tiêu chính phủ có thể có - Các nghiên cứu ủng World Bank's

tác động tích cực hoặc tiêu cực hộ: Hassan et al (2011); World

đến tăng trưởng kinh tế. Nyamongo et al (2012) Development

- Khi chi tiêu chính phủ tạo ra Indicators Chi tiêu - một môi trường thuận lợi sẽ thúc GOV chính phủ đẩy tăng trưởng kinh tế. Và khi

chi tiêu chính phủ cao sẽ tạo ra

một tác động tiêu cực đến tăng

trưởng kinh tế.

Kỳ vọng Nguồn số liệu Biến Tên biến Giải thích Nghiên cứu liên quan về dấu

World

- Qua kết quả của các bài - Các nghiên cứu ủng Bank's

nghiên cứu thực nghiệm đều cho hộ: Hassan et al (2011); World Lạm phát - INF thấy lạm phát có tác động nghịch Nyamongo et al (2012). Development

chiều với tăng trưởng kinh tế. Indicators

4. Nội dung và kết quả nghiên cứu

Để đưa ra mô hình kiểm định vai trò của phát triển tài chính đối với tăng

trưởng kinh tế một cách phù hợp nhất. Bài nghiên cứu tiến hành các bước hồi

quy lần lượt sử dụng mô hình pooled regression, FEM và REM. Sau đó dùng

các kiểm định Likelihood và kiểm định Hausman để lựa chọn một mô hình

ước lượng phù hợp nhất.

Bảng 4.1: Hệ số tương quan giữa các biến

GROWTH

Q

DCBS

DCPS

M2

GDS

TRADE GOV

INF

1 -0.1967 1 -0.2420 0.3580

GROWTH Q DCBS

-0.1866 0.3983 -0.1774 0.3504

DCPS M2

0.1305 0.3071 0.1499 0.1304

0.9087 0.8761 0.1286 0.3713

0.8958 0.2721 0.5919

0.1875 0.5147

1 0.2762

GDS TRADE

-0.1220 0.4640 -0.1016 0.0552

0.0337 -0.1429

0.0880 -0.1812

0.2215 -0.1922

0.0656 -0.0376

-0.0258 -0.1172

1 -0.0839

GOV INF

(Nguồn: kết quả xử lý số liệu do tác giả thực hiện bằng Stata 11)

Qua kết quả tính hệ số tương quan giữa các biến trong mô hình được thể

hiện trong bảng 4.1 ta nhận thấy hệ số tương quan của ba cặp biến DCBS và

DCPS, DCBS và M2, DCPS và M2 đều lớn hơn 0.8. Từ đây cho thấy các biến

đo lường độ sâu và phát triển tài chính là DCBS, DCPS và M2 có tương quan

cao với nhau. Do đó, bài nghiên cứu tiến hành hồi quy riêng biệt cho từng cặp

biến GDS và FIN, với FIN lần lượt được thay thế bởi DCBS, DCPS, và M2.

4.1. Hồi quy với tín dụng trong nước cung cấp bởi hệ thống ngân hàng

Đầu tiên, phương trình (1) được thực hiện hồi quy với FIN được đo

lường bằng DCBS. Kết quả hồi quy bằng 3 phương pháp pooled regression,

FEM và REM được thể hiện ở bảng 4.2. Để lựa chọn một ước lượng hồi quy

phù hợp cho việc giải thích vai trò của phát triển tài chính đối với tăng trưởng

kinh tế, bài nghiên cứu sử dụng kiểm định Likelihood với giả thuyết không là

hồi quy sử dụng mô hình pooled regression phù hợp hơn FEM và sử dụng

kiểm định Breush-Pagan với giả thuyết không là hồi quy sử dụng mô hình

pooled regression phù hợp hơn REM. Với giá trị kiểm định F tính được là

5.47 với p-value = 0.000 cho kiểm định Likelihood, và giá trị kiểm định

(cid:2870)= 62.34 với p-value = 0.000 cho kiểm định Breush – Pagan, hai giả thuyết

không nêu trên đều bị bác bỏ ở mức ý nghĩa 1%. Từ đây cho thấy ước lượng

sử dụng FEM và REM phù hợp hơn mô hình pooled regression.

Bảng 4.2: Kết quả hồi quy với tín dụng trong nước cung cấp bởi hệ

thống ngân hàng

Random effects

DCBS

GDS

TRADE

GOV

INF

Fix effects GLS 6.05801*** (5.12) -0.4057465* (-1.76) -0.0221807*** (-4.62) 0.0403587*** (2.96) 0.0261054*** (6.73) -0.0796983** (-1.98) -0.0311106* (-1.79) 0.2072 6.024561*** (2.58) -0.2878659 (-0.76) -0.0434867*** (-5.57) 0.0714413*** (3.62) 0.0369029*** (4.94) -0.16451** (-2.43) -0.0697681*** (-3.31) 0.1931

Pooled regression 7.054078*** (5.58) -0.4692538** (-2.15) -0.0325845*** (-6.32) 0.0457268*** (3.12) 0.0221791*** (4.78) -0.0583395 (-1.39) -0.0522697*** (-2.58) 0.1732 5.47 0.0000 62.34 0.0000 42.09 0.0000

R2 Likelihood test (p-value) Breush-Pagan test (p-value) Hausman test (p-value) Ghi chú: Giá trị thống kê được thể hiện trong ngoặc đơn. Ký hiệu: ***, ** và * lần lượt thể hiện mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%.

(Nguồn: kết quả xử lý số liệu do tác giả thực hiện bằng Stata 11)

Để lựa chọn giữa hai mô hình hồi quy FEM và REM, bài nghiên cứu sử

dụng kiểm định Hausman với giả thuyết không cho rằng hồi quy sử dụng

REM phù hợp hơn hồi quy sử dụng FEM. Với giá trị kiểm định (cid:2870)= 42.09 và

giá trị p-value = 0.000, giả thuyết không cho rằng REM phù hợp hơn FEM

của kiểm định Hausman bị bác bỏ ở mức ý nghĩa 1%. Từ đây cho thấy FEM

là ước lượng phù hợp nhất trong 3 phương pháp ước lượng để kiểm định vai

trò của phát triển tài chính đối với tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát

triển. Với mô hình FEM được lựa chọn, các kiểm định về phương sai thay đổi

và tương quan chuỗi được thực hiện.

Trong bài nghiên cứu kiểm định Wald được sử dụng để kiểm định hiện

tượng phương sai thay đổi với giả thuyết không cho rằng phương sai không

đổi. Qua kết quả kiểm định thể hiện trong bảng 4.3 ta thấy giá trị kiểm định

(cid:2870) = 2579.980 của kiểm định Wald có giá trị p-value = 0.000. Do đó, giả

thuyết không – phương sai không đổi bị bác bỏ.

Bên cạnh đó, giá trị kiểm định F của kiểm định Lagram-multiplier là

5.895 tại mức p-value = 0.0216 < 0.05 cho thấy giả thuyết không cho rằng

không có hiện tượng tương quan chuỗi cũng bị bác bỏ ở mức ý nghĩa 5%.

Bảng 4.3: Kết quả kiểm định phương sai thay đổi và tương quan chuỗi

Chỉ tiêu Giá trị kiểm định Giá trị p-value

Kiểm định phương sai thay đổi 0.0000 (cid:2870) = 2579.980

Kiểm định tương quan chuỗi F = 5.895 0.0216

(Nguồn: kết quả xử lý số liệu do tác giả thực hiện bằng Stata 11)

Như vậy qua kết quả kiểm định ở bảng 4.3, ta nhận thấy giả thiết về

phương sai thay đổi và tương quan chuỗi đều bị vi phạm. Do đó, để các hệ số

hồi quy đáng tin cậy hơn và ước lượng hàm hồi quy hiệu quả hơn, ước lượng

sử dụng phương pháp bình phương nhỏ nhất tổng quát (GLS) được sử dụng.

Qua kết quả hồi quy GLS thể hiện ở bảng 4.2, hệ số hồi quy cho Q mang

giá trị âm và có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 10%. Kết quả này phù hợp

với các nghiên cứu của Hassan et al (2011), Bekaert et al (2005) và Ayadi et

al (2013) với ngụ ý rằng GDP thực bình quân đầu người ban đầu thấp được

liên kết với một mức tăng trưởng kinh tế cao hơn. Điều này có nghĩa là ở các

nước có GDP thực bình quân đầu người thấp sẽ có tốc độ tăng trưởng kinh tế

cao hơn.

Khi sử dụng DCBS và GDS để đo lường tác động của phát triển tài chính

đến tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển, kết quả hệ số hồi quy của

biến GDS có giá trị dương và có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%. Kết quả

này phù hợp với dự đoán mối quan hệ trong dài hạn giữa tiết kiệm và tăng

trưởng trong mô hình lý thuyết. Và phù hợp với lập luận của Becsi and Wang

(1997) về việc phát triển tốt lĩnh vực tài chính ở các nước đang phát triển có

thể đóng góp tích cực cho việc gia tăng tiết kiệm và đầu tư từ đó tạo ra tăng

trưởng kinh tế. Tuy nhiên, DCBS lại có tác động ngược chiều với tăng trưởng

kinh tế. Trong khi đó nghiên cứu của Levine (1997) đưa ra kết luận rằng một

tỷ lệ DCBS cao ngầm ngụ ý một tỷ lệ phát triển tài chính cao bởi vì hệ thống

ngân hàng cung cấp các chức năng tài chính. Kết quả hệ số hồi quy của

DCBS âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% trong bài nghiên cứu có thể được

giải thích là do hiệu quả hoạt động của hệ thống ngân hàng chưa tốt dẫn đến

việc phân bổ nguồn tín dụng chưa hợp lý và hiệu quả để phát huy vai trò thúc

đẩy tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển của tín dụng trong nước

cung cấp bởi hệ thống ngân hàng.

Bên cạnh đó, yếu tố thương mại có ý nghĩa thống kê ở mức 1% và có tác

động thúc đẩy tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển cũng được thể

hiện trong bảng 4.2. Từ đây cho thấy yếu tố thương mại đóng một vai trò

quan trọng trong việc giải thích tăng trưởng kinh tế và mở rộng thương mại

quốc tế có thể tác động tích cực đến tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát

triển. Trong khi đó, chi tiêu chính phủ và lạm phát lại có hệ số hồi quy âm và

có ý nghĩa thống kê. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Hassan et al

(2011) và Nyamongo et al (2012). Khi chi tiêu chính phủ cao và không hiệu

quả sẽ có tác động kiềm hãm tăng trưởng kinh tế. Do đó, một nước có thể sử

dụng chính sách tài khóa thu hẹp hay mở rộng để đạt được mức tăng trưởng

kinh tế ổn định bằng cách điều chỉnh chi tiêu chính phủ.

4.2. Hồi quy với tín dụng trong nước cho khu vực tư

Bảng 4.4 thể hiện kết quả hồi quy khi FIN trong phương trình (1) được

thay thế bởi DCPS.

Tương tự các bước kiểm định để lựa chọn một mô hình ước lượng hiệu

quả nhất giữa các mô hình ước lượng: pooled regression, FEM và REM. Giá

trị kiểm định F cho kiểm định Likelihood có giá trị 4.88 với mức

p-value = 0.000 cho phép ta bác bỏ giả thuyết mô hình hồi quy pooled

regression phù hợp hơn mô hình FEM. Với giá trị kiểm định 2 = 38.57 trong

kiểm định Hausman, giả thuyết mô hình REM phù hợp hơn mô hình FEM bị

bác bỏ ở mức ý nghĩa 1%. Do đó, FEM là mô hình phù hợp để ước lượng các

hệ số hồi quy nhằm đưa ra tác động của phát triển tài chính đến tăng trưởng

kinh tế khi cặp biến đo lường phát triển tài chính là DCPS và GDS được sử

dụng.

Trong hồi quy sử dụng mô hình FEM, các giả thiết về phương sai không

đổi và tương quan chuỗi đều bị vi phạm. Giá trị kiểm định

(cid:2870) = 2992.130 trong kiểm định Wald với giá trị p-value = 0.000 cho phép ta

bác bỏ giả thuyết không (phương sai không đổi) ở mức ý nghĩa 5%. Kết quả

kiểm định Lagram-multiplier cho giá trị kiểm định F = 6.056 với giá trị

p-value = 0.0201 cho phép ta bác bỏ giả thuyết không (không có tương quan

chuỗi) ở mức ý nghĩa 5%. Do đó, bài nghiên cứu sử dụng mô hình GLS để

khắc phục hiện tượng phương sai thay đổi và tương quan chuỗi nhằm đưa ra

một mô hình ước lượng hiệu quả.

Bảng 4.4: Kết quả hồi quy với tín dụng trong nước cho khu vực tư

Random effects Pooled regression Fix effects GLS

DCPS

GDS

TRADE

GOV

INF 5.74438*** (4.43) -0.3823694* (-1.76) -0.0539204*** (-7.18) 0.0559889*** (3.88) 0.0336188*** (6.42) -0.0452022 (-1.10) -0.0594652*** (-2.96) 5.414105*** (4.44) -0.3593851 (-1.55) -0.0327023*** (-4.77) 0.0447906*** (3.24) 0.0324679*** (7.23) -0.0825653** (-2.04) -0.0320696* (-1.79) 4.896368** (2.12) -0.2791920 (-0.76) -0.0640436*** (-6.22) 0.0849249*** (4.35) 0.0470717*** (5.94) -0.1316305** (-2.00) -0.0719893*** (-3.44)

0.1921 0.2031 0.1862 R2

4.88 0.000 38.57 0.000

Likelihood test (p-value) Hausman test (p-value) Ghi chú: Giá trị thống kê được thể hiện trong ngoặc đơn. Ký hiệu: ***, ** và * lần lượt thể hiện mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%.

(Nguồn: kết quả xử lý số liệu do tác giả thực hiện bằng Stata 11)

Bảng 4.5: Kết quả kiểm định phương sai không đổi và tương quan chuỗi

Chỉ tiêu Giá trị kiểm định Giá trị p-value

Kiểm định phương sai thay đổi 0.0000 (cid:2870) = 2992.130

Kiểm định tương quan chuỗi F = 6.056 0.0201

(Nguồn: kết quả xử lý số liệu do tác giả thực hiện bằng Stata 11)

Qua kết quả hồi quy ở bảng 4.4, hệ số hồi quy cho biến Q cũng thể hiện

mối tương quan nghịch giữa GDP thực bình quân đầu người ban đầu và tăng

trưởng kinh tế. Các yếu tố như tổng tiết kiệm và thương mại cũng có ý nghĩa

thống kê cho việc giải thích tác động thúc đẩy tăng trưởng kinh tế ở các nước

đang phát triển. Biến GOV có hệ số tương quan âm đạt mức ý nghĩa 5% cho

thấy chi tiêu chính phủ cao và không hợp lý sẽ tác động hạn chế tăng trưởng

kinh tế ở các nước đang phát triển. Bên cạnh đó, lạm phát cũng có tác động

nghịch chiều với tăng trưởng kinh tế.

Bên cạnh đó, kết quả hồi quy cũng cho thấy tín dụng trong nước cho khu

vực tư DCPS có hệ số tương quan âm và có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa

1%. Trong nghiên cứu của Hassan et al (2011) và Nyamongo et al (2012),

một mức DCPS cao sẽ thể hiện sự phát triển cao hơn của hệ thống tài chính từ

đó thúc đẩy tăng trưởng kinh tế. Tuy nhiên, kết quả bài nghiên cứu lại thể

hiện một tác động nghịch chiều của tín dụng trong nước cho khu vực tư đến

tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển trong thời kỳ nghiên cứu. Điều

này có thể giải thích bởi chính sách phân bổ và quản lý tín dụng không hiệu

quả. Từ đây làm ảnh hưởng đến việc tác động thúc đẩy tăng trưởng của tín

dụng trong nước cho khu vực tư. Kết quả tương tự cũng được đưa ra trong

nghiên cứu của Ayadi et al (2013) trong nghiên cứu về phát triển tài chính và

ảnh hưởng của hệ thống ngân hàng đến tăng trưởng kinh tế ở các nước địa

trung hải.

4.3. Hồi quy với cung tiền M2

Khi phát triển tài chính được đo lường bởi cung tiền M2 và GDS, kết

quả hồi quy được thể hiện trong bảng 4.6. Qua kết quả kiểm định Likelihood

với giá trị kiểm định F là 4.88, giả thuyết không cho rằng mô hình pooled

regression là phù hợp hơn mô hình FEM bị bác bỏ. Và kiểm định Hausman

với giá trị kiểm định 2 = 38.57 tại mức p-value = 0.000, giả thuyết không

cho rằng mô hình REM phù hợp hơn mô hình FEM cũng bị bác bỏ. Do đó,

mô hình ước lượng hiệu quả nhất trong việc kiểm định vai trò của phát triển

tài chính đối với tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển khi cặp biến

M2 và GDS được sử dụng là mô hình FEM. Với mô hình FEM được lựa

chọn, các kiểm định về phương sai thay đổi và tương quan chuỗi được thực

hiện. Kết quả kiểm định được thể hiện trong bảng 4.7.

Bảng 4.6: Kết quả hồi quy với cung tiền M2

Random effects Pooled regression Fix effects GLS

GDS

TRADE

GOV

INF 7.658778*** (6.17) -0.678151*** (-3.24) -0.0395743*** (-5.82) 0.0499081*** (3.56) 0.027142*** (5.41) 0.0128453* (0.31) -0.0508424** (-2.51) 6.88896*** (6.03) -0.5990082*** (-2.69) -0.0251118*** (-4.42) 0.0397893*** (3.19) 0.0290844*** (7.11) -0.0359590 (-0.88) -0.0286497* (-1.69) 7.215386*** (3.28) -0.6090795* (-1.71) -0.0425238*** (-4.12) 0.0747048*** (3.91) 0.0380829*** (4.87) -0.0813967 (-1.24) -0.0659699*** (-3.10)

0.1613 0.1724 0.1522 R2

Ghi chú: Giá trị thống kê được thể hiện trong ngoặc đơn. Ký hiệu: ***, ** và * lần lượt thể hiện mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%.

Likelihood test (p-value) Hausman test (p-value) 4.88 0.0000 38.57 0.0000

(Nguồn: kết quả xử lý số liệu do tác giả thực hiện bằng Stata 11)

Qua kết quả kiểm định thể hiện trong bảng 4.7 các giả thiết về phương

sai thay đổi và tương quan chuỗi đều bị vi phạm. Do đó, bài nghiên cứu sử

dụng ước lượng GLS để ước tính các hệ số hồi quy một cách phù hợp nhất

cho mô hình nghiên cứu.

Bảng 4.7: Kết quả kiểm định phương sai không đổi và tương quan chuỗi

Chỉ tiêu Giá trị kiểm định Giá trị p-value

Kiểm định phương sai thay đổi 0.0000 (cid:2870) = 5077.210

Kiểm định tương quan chuỗi F = 9.078 0.0053

(Nguồn: kết quả xử lý số liệu do tác giả thực hiện bằng Stata 11)

Như kết quả phân tích ở bảng 4.2 và bảng 4.4, hệ số ước lượng cho Q

mang giá trị âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Điều này góp phần khẳng

định GDP thực bình quân đầu người góp phần vào việc giải thích tăng trưởng

kinh tế ở các nước đang phát triển. Đối với cặp biến dùng để đo lường phát

triển tài chính là tỷ lệ cung tiền M2 so với GDP và tỷ lệ tổng tiết kiệm trong

nước so với GDP, thì GDS có ý nghĩa thống kê trong việc giải thích tăng

trưởng kinh tế. Một tỷ lệ tăng trưởng bền vững phụ thuộc vào tỷ lệ tiết kiệm

chuyển sang đầu tư, thông qua sự chuyển đổi từ tiết kiệm sang đầu tư độ sâu

tài chính sẽ tác động đến tăng trưởng kinh tế. Trong khi đó, tỷ lệ cung tiền M2

so với GDP lại có hệ số hồi quy âm với mức ý nghĩa 1%. Như kết quả phân

tích ở bảng 4.2 và 4.4, thương mại có tác động thúc đẩy tăng trưởng kinh tế ở

các nước đang phát triển và có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1%. Trong khi

đó, các biến GOV và INF có tác động nghịch chiều với tăng trưởng kinh tế.

Như vậy, qua các kết quả phân tích ở trên ta nhận thấy các nước có GDP

thực bình quân đầu người thấp sẽ có tốc độ tăng trưởng kinh tế cao hơn so với

các nước có GDP thực bình quân đầu người cao hơn. Và các biến đo lường

tác động của phát triển tài chính đối với tăng trưởng kinh tế là DCBS, DCPS,

M2, GDS thì chỉ có GDS có tác động thúc đẩy tăng trưởng kinh tế ở các nước

đang phát triển trong thời kỳ nghiên cứu. Ngoài ra, kết quả nghiên cứu cũng

cho thấy thương mại có tác động thúc đẩy tăng trưởng kinh tế ở các nước

đang phát triển. Và đây cũng là một yếu tố quan trọng góp phần thúc đẩy tăng

trưởng kinh tế. Các biến chi tiêu chính phủ và lạm phát thì có tác động nghịch

chiều với tăng trưởng kinh tế khi các chỉ tiêu này được duy trì ở một mức cao

và không hợp lý.

4.4. Phân tích sử dụng hàm phản ứng xung

Để hiểu rõ mức độ tác động từ cú sốc của các biến đối với tăng trưởng

kinh tế, bài nghiên cứu sử dụng hàm phản ứng xung để xem xét sự biến động

của tăng trưởng kinh tế khi xuất hiện các cú sốc trên các biến giải thích. Do

giới hạn về mặt thời gian và phương pháp phân tích hàm phản ứng xung cho

dữ liệu bảng, bài nghiên cứu chỉ tiến hành phân tích hàm phản ứng xung cho

Việt Nam và hai nước có sự tương đồng là Thái Lan và Ấn Độ trong khoảng

thời gian nghiên cứu từ 1997-2012 để đưa ra các so sánh về biến động của

tăng trưởng kinh tế khi xảy ra các cú sốc trên các biến giải thích (DCPS,

GDS, TRADE, GOV, INF).

Hình 4.1 cho thấy phản ứng của tăng trưởng kinh tế với cú sốc DCPS ở

các nước Việt Nam, Thái Lan và Ấn Độ. Kết quả phân tích phản ứng xung ở

ba nước cho thấy ở Việt Nam và Thái Lan tăng trưởng kinh tế biến động

mạnh trước cú sốc của DCPS. Ở Việt Nam, trong thời kỳ đầu cú sốc DCPS

làm tăng trưởng kinh tế giảm sau đó tăng trong thời kỳ tiếp theo. Tác động

này lặp lại qua các thời kỳ từ đây cho thấy tăng trưởng kinh tế biến động

không ổn định trước cú sốc của DCPS. Với kết quả phân tích hàm phản ứng

xung cho Thái Lan, trong thời kỳ đầu cú sốc DCPS gây tăng trưởng kinh tế

tăng sau đó tăng trưởng kinh tế giảm và biến động liên tục qua các thời kỳ.

Như vậy, có một tác động mạnh của cú sốc DCPS lên tăng trưởng kinh tế ở

Việt Nam và Thái Lan. Riêng Ấn Độ, cú sốc DCPS tác động thúc đẩy tăng

trưởng ở thời kỳ đầu sau đó có tác động giảm dần và tăng trưởng kinh tế dần

ổn định trước cú sốc DCPS.

Việt Nam

Thái Lan

Ấn Độ

Hình 4.1: Phản ứng của tăng trưởng kinh tế trước cú sốc DCPS

Việt Nam

Thái Lan

Ấn Độ

Hình 4.2: Phản ứng của tăng trưởng kinh tế trước cú sốc GDS

Đối với phản ứng của tăng trưởng do cú sốc của GDS được thể hiện

trong hình 4.2. Qua kết quả phân tích ta nhận thấy ở Việt Nam và Ấn độ cú

sốc GDS có tác động tích cực gây tăng trưởng kinh tế tăng trong các thời kỳ

đầu. Ở Thái Lan, cú sốc GDS gây nên tăng trưởng kinh tế giảm ở thời kỳ đầu,

sang thời kỳ sau tăng trưởng biến động tăng giảm qua từng thời kỳ. Biến động

của tăng trưởng kinh tế của Thái Lan trước cú sốc GDS là mạnh nhất. Và tăng

trưởng kinh tế ở Ấn Độ ít biến động trước cú sốc GDS, trong thời kỳ đầu tăng

trưởng kinh tế phản ứng tăng trước cú sốc sau đó giảm dần và ổn định trong

thời gian dài.

Hình 4.3 thể hiện kết quả phân tích phản ứng xung khi xét phản ứng của

tăng trưởng kinh tế do cú sốc của yếu tố thương mại. Ở Việt Nam trong thời

kỳ đầu cú sốc của thương mại có tác động thúc đẩy tăng trưởng nhưng sau đó

tăng trưởng giảm mạnh và biến động qua các thời kỳ. Kết quả phân tích phản

ứng xung cho thấy ở Việt Nam tăng trưởng kinh tế biến động không ổn định

trước cú sốc của thương mại. Ở Thái Lan tăng trưởng kinh tế trong thời kỳ

đầu giảm do tác động của cú sốc thương mại, tăng trưởng tăng ở thời kỳ tiếp

theo và tính biến động giảm dần theo thời gian. Riêng Ấn Độ, tăng trưởng

kinh tế phản ứng yếu đối với cú sốc của thương mại. Một tác động tích cực

của cú sốc thương mại gây tăng trưởng kinh tế tăng ở các thời kỳ đầu sau đó

giảm ở thời kỳ tiếp theo và tăng trở lại vào thời kỳ cuối. Tuy nhiên, mức độ

biến động tăng trưởng kinh tế hầu như rất nhỏ.

Việt Nam

Thái Lan

Ấn Độ

Hình 4.3: Phản ứng của tăng trưởng kinh tế trước cú sốc của TRADE

Việt Nam

Thái Lan

Ấn Độ

Hình 4.4: Phản ứng của tăng trưởng kinh tế trước cú sốc GOV

Việt Nam

Thái Lan

Ấn Độ

Hình 4.5: Phản ứng của tăng trưởng kinh tế trước cú sốc INF

Đối với cú sốc từ chi tiêu chính phủ (kết quả phân tích thể hiện trong

hình 4.4), tăng trưởng kinh tế ở Thái Lan có phản ứng mạnh nhất và có biến

động nhiều hơn so với ở Việt Nam và Ấn Độ. Ở Ấn Độ phản ứng của tăng

trưởng kinh tế khi cú sốc của chi tiêu chính phủ xảy ra là dương ở các thời kỳ

đầu. Ở các thời kỳ tiếp theo tăng trưởng kinh tế giảm dần và ít biến động

trong một thời kỳ dài trước cú sốc của chi tiêu chính phủ. Đối với Việt Nam,

cú sốc của chi tiêu chính phủ tác động làm giảm tăng trưởng kinh tế ở thời kỳ

đầu. Sang thời kỳ tiếp theo, tăng trưởng kinh tế tăng và dần ổn định trước cú

sốc của biến GOV.

Hình 4.5 thể hiện phản ứng của tăng trưởng kinh tế do cú sốc của lạm

phát INF, tăng trưởng biến động liên tục qua từng thời kỳ ở Việt Nam và Thái

Lan. Trong thời kỳ đầu cú sốc INF gây tăng trưởng kinh tế giảm ở thời kỳ đầu

sau đó mức tăng trưởng kinh tế tăng. Phản ứng của tăng trưởng kinh tế trước

cú sốc của INF lặp lại chu kỳ giảm chuyển sang tăng qua hầu hết các thời kỳ

và đạt mức tăng trưởng dương ở thời kỳ cuối. Mặt khác, cú sốc lạm phát tạo

ra sự gia tăng tăng trưởng kinh tế trong thời kỳ đầu ở Ấn Độ. Vào các thời kỳ

sau, tăng trưởng chuyển sang âm và biến động ổn định trong thời gian dài.

Như vậy, qua phân tích sử dụng hàm phản ứng đẩy để xem xét phản ứng

của tăng trưởng kinh tế do các cú sốc DCPS, GDS, TRADE, GOV, INF ta

nhận thấy ở Việt Nam và Thái Lan tăng trưởng kinh tế biến động liên tục qua

các kỳ với các cú sốc của các biến giải thích. Trong khi đó, ở Ấn Độ tăng

trưởng kinh tế phản ứng theo chiều hướng tăng ở thời kỳ đầu sau đó có xu

hướng giảm và dần ổn định trước các cú sốc của các biến giải thích.

5. Kết luận

Nghiên cứu ước tính hồi quy bảng bằng ba phương pháp hồi quy sử dụng

mô hình pooled regression, FEM và REM để nghiên cứu vai trò của phát triển

tài chính đối với tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển theo phân loại

các nhóm nước được cung cấp bởi Ngân hàng thế giới.

Tương đồng với kết quả nghiên cứu của Barro (1997), Bekaert et al

(2005), Ayadi et al (2013) và Hassan et al (2011), kết quả nghiên cứu cho

thấy một GDP thực bình quân đầu người ban đầu thấp được liên kết với một

tỷ lệ tăng trưởng cao hơn. Trong các biến đo lường tác động của phát triển tài

chính đối với tăng trưởng, tổng tiết kiệm trong nước được xem là yếu tố quan

trọng trong việc thúc đẩy tăng trưởng kinh tế ở các nước đang phát triển trong

thời kỳ nghiên cứu. Việc gia tăng tiết kiệm sẽ tạo điều kiện cho gia tăng đầu

tư trong nền kinh tế. Thông qua đầu tư, nguồn vốn được tích lũy từ đó tạo nên

tăng trưởng kinh tế. Mặt khác, qua kết quả phân tích các biến về tín dụng

trong nước cung cấp bởi hệ thống ngân hàng, tín dụng trong nước cho khu

vực tư và cung tiền M2 có tác động trái chiều với tăng trưởng kinh tế. Bài

nghiên cứu đưa ra một kết quả trái chiều so với các nghiên cứu trước đây. Từ

đó, ngầm ngụ ý vai trò quản trị và phân bổ nguồn tín dụng ở các nước đang

phát triển trong thời kỳ nghiên cứu chưa hiệu quả. Để tín dụng phát huy vai

trò thúc đẩy phát triển tài chính nhằm đóng góp vào tăng trưởng kinh tế, các

nhà hoạch định chính sách cần đưa ra các biện pháp quản lý và phân bổ nguồn

vốn tín dụng hiệu quả hơn. Ngoài ra, bài nghiên cứu còn tìm được vai trò

quan trọng của thương mại và chi tiêu chính phủ trong việc đóng góp giải

thích tăng trưởng kinh tế. Như vậy, qua kết quả phân tích ta nhận thấy phát

triển tài chính là điều kiện cần để tiến đến tăng trưởng kinh tế bền vững ở các

nước đang phát triển.

Khi xem xét phản ứng của tăng trưởng kinh tế trước cú sốc của các biến

phụ thuộc ở Việt Nam so sánh với Thái Lan và Ấn Độ thông qua phân tích

hàm phản ứng xung. Kết quả phân tích cho thấy tăng trưởng kinh tế biến động

qua các thời kỳ trước cú sốc của DCPS, GDS, TRADE, GOV và INF ở Việt

Nam và Thái Lan. Trong khi đó, tăng trưởng kinh tế ở Ấn Độ biến động mạnh

trong thời kỳ đầu và dần ổn định trong thời gian dài trước cú sốc của các biến

tác động.

Do hạn chế về mặt thời gian, bài nghiên cứu chỉ dừng lại ở việc kiểm

định vai trò của phát triển tài chính đối với tăng trưởng kinh tế mà chưa xét

đến mối quan hệ nhân quả giữa phát triển tài chính và tăng trưởng kinh tế ở

các nước đang phát triển khi sử dụng dữ liệu nghiên cứu ở dạng bảng.

TÀI LIỆU THAM KHẢO

1. Ayadi et al, 2013. Financial Development, Bank Efficiency and Economic

Growth across the Mediterranean. MEDPRO Technical Report, No.

30/March 2013.

2. Barro, 1997. Determinants of economic growth. Cambridge. MA: MIT

press.

3. Becsi and Wang, 1997. Financial development and growth. Economic

Review, 82, 46–62.

4. Bekaert et al, 2005. Does financial liberalization spur growth? Journal of

Financial Economics, 77, 3–55.

5. Blackburn and Huang, 1998. A theory of growth, financial development

and trade. Economica, 65, 107–124.

6. Chee and Nair, 2010. The Impact of FDI and Financial sector

developtment on Economic growth: Empirical evidence from Asia and

Oceania. International Journal of Economics and Finance, Vol. 2, No. 2.

7. Christopoulos and Tsionas, 2004. Financial development and economic

growth: evidence from panel unit root and cointegration tests. Journal of

Development Economics 73 (2004), 55 – 74.

8. Giri and Mohapatra, 2012. Financial Development and Economic

Growth: Evidence from Indian Economy. International Journal of Applied

Research & Studies, ISSN 2278 – 9480.

9. Goldsmith, 1969. Financial structure and development. New Haven, CT:

Yale University Press.

10. Gurley and Shaw, 1967. Financial structure and economic development.

Economic Development and Cultural Change, 15, 257–268.

11. Hassan et al, 2011. Fianancial development and economic growth: New

evidence from panel data. The Quarterly Review of Economics and

Finance, 51 (2011) 88–104.

12. King and Levine, 1993a. Finance and growth: Schumpeter might be right.

Quarterly Journal of Economics, 108, 717–738.

13. Levine et al, 2000. Financial intermediation and growth: Causality and

causes. Journal of Monetary Economics, 46, 31–77.

14. Levine, 1997. Financial development and economic growth: Views and

agenda. Journal of Economic Literature, XXXV, 688–726.

15. Lucas, 1988. On the mechanics of economic development. Journal of

Monetary Economics, 22, 3–42.

16. McKinnon, 1973. Money and capital in economic development.

Washington, DC: Brookings Institution.

17. Nyamongo et al, 2012. Remittances, financial development and economic

growth in Africa. Journal of Economics and Business 64 (2012) 240– 260.

18. Pagano, 1993. Financial markets and growth: An overview. European

Economic Review, 37, 613–622.

19. Patrick, 1966. Financial development and economic growth in

underdeveloped countries. Economic Development and Cultural Change,

14, 174– 189.

20. Shaw, 1973. Financial deepening in economic development. New York:

Oxford University Press.

21. Solow, 1956. A Contribution to the Theory of Economic Growth.

Quarterly Journal of Economics, 70, 65-94.

22. Waheed and Younus, 2010. Effects of Financial Sector’s Development

and Financial Sector’s Efficiency on Economic Growth: Empirical

iii

Evidence from Developing and Developed Countries. International

Journal of Economic Perspectives, 2010, Volume 4, Issue 2, 449-458.

PHỤ LỤC

1. Thiết lập dữ liệu bảng cho dữ liệu

. xtset country year panel variable: country (strongly balanced) time variable: year, 1997 to 2012 delta: 1 unit

2. Bảng kiểm định hệ số tương quan giữa các biến trong mô hình

. corr growth q dcbs dcps m2 gds trade gov inf (obs=462)

growth q dcbs dcps m2 gds trade gov inf growth 1.0000 q -0.1967 1.0000 dcbs -0.2420 0.3580 1.0000 dcps -0.1866 0.3983 0.9087 1.0000 m2 -0.1774 0.3504 0.8761 0.8958 1.0000 gds 0.1305 0.3071 0.1286 0.2721 0.1875 1.0000 trade 0.1499 0.1304 0.3713 0.5919 0.5147 0.2762 1.0000 gov -0.1220 0.4640 0.0337 0.0880 0.2215 0.0656 -0.0258 1.0000 inf -0.1016 0.0552 -0.1429 -0.1812 -0.1922 -0.0376 -0.1172 -0.0839 1.0000

3. Kết quả hồi quy cho trường hợp phát triển tài chính và độ sâu tài

chính được đo lường bằng DCBS và GDS

3.1. Kết quả hồi quy OLS

. reg growth q dcbs gds trade gov inf

Source SS df MS Number of obs = 462 F( 6, 455) = 15.88 Model 1310.37741 6 218.396236 Prob > F = 0.0000 Residual 6256.61201 455 13.7507956 R-squared = 0.1732 Adj R-squared = 0.1623 Total 7566.98942 461 16.4142938 Root MSE = 3.7082

growth Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] q -.4692538 .2183546 -2.15 0.032 -.8983624 -.0401453 dcbs -.0325845 .0051552 -6.32 0.000 -.0427155 -.0224534 gds .0457268 .0146699 3.12 0.002 .0168977 .0745559 trade .0221791 .00464 4.78 0.000 .0130605 .0312976 gov -.0583395 .0418945 -1.39 0.164 -.1406702 .0239912 inf -.0522697 .0202324 -2.58 0.010 -.0920303 -.0125092 _cons 7.054078 1.264287 5.58 0.000 4.569511 9.538644

3.2. Kết quả hồi quy bằng mô hình fix effects

. xtreg growth q dcbs gds trade gov inf,fe note: q omitted because of collinearity

Fixed-effects (within) regression Number of obs = 462 Group variable: country Number of groups = 30

R-sq: within = 0.2072 Obs per group: min = 7 between = 0.2256 avg = 15.4 overall = 0.1302 max = 16

F(5,427) = 22.31 corr(u_i, Xb) = -0.8041 Prob > F = 0.0000

growth Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] q (omitted) dcbs -.0600146 .0111376 -5.39 0.000 -.0819058 -.0381233 gds .0962408 .0244979 3.93 0.000 .0480892 .1443923 trade .0807208 .0127217 6.35 0.000 .0557159 .1057257 gov -.3860257 .1092729 -3.53 0.000 -.6008055 -.1712458 inf -.0968136 .021783 -4.44 0.000 -.139629 -.0539983 _cons 3.660435 1.895004 1.93 0.054 -.0642616 7.385132 sigma_u 3.5281727 sigma_e 3.2687444 rho .538113 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(29, 427) = 5.47 Prob > F = 0.0000

3.3. Kết quả hồi quy bằng mô hình random effects

. xtreg growth q dcbs gds trade gov inf,re

Random-effects GLS regression Number of obs = 462 Group variable: country Number of groups = 30

R-sq: within = 0.1931 Obs per group: min = 7 between = 0.3151 avg = 15.4 overall = 0.1633 max = 16

Random effects u_i ~ Gaussian Wald chi2(6) = 83.54 corr(u_i, X) = 0 (assumed) Prob > chi2 = 0.0000

growth Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] q -.2878659 .3800399 -0.76 0.449 -1.03273 .4569985 dcbs -.0434867 .0078142 -5.57 0.000 -.0588023 -.0281712 gds .0714413 .0197119 3.62 0.000 .0328068 .1100758 trade .0369029 .0074738 4.94 0.000 .0222545 .0515512 gov -.16451 .0676294 -2.43 0.015 -.2970611 -.0319589 inf -.0697681 .0210877 -3.31 0.001 -.1110991 -.028437 _cons 6.024561 2.331023 2.58 0.010 1.45584 10.59328 sigma_u 1.5094183 sigma_e 3.2687444 rho .17575697 (fraction of variance due to u_i)

3.4. Kiểm định Hausman test lựa chọn giữa ước lượng fix effects và

ước lượng random effects

. hausman fix1 rand1

Coefficients (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) fix1 rand1 Difference S.E. dcbs -.0600146 -.0434867 -.0165278 .0079362 gds .0962408 .0714413 .0247995 .0145462 trade .0807208 .0369029 .0438179 .0102948 gov -.3860257 -.16451 -.2215157 .0858303 inf -.0968136 -.0697681 -.0270455 .0054601 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg

Test: Ho: difference in coefficients not systematic

chi2(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 42.09 Prob>chi2 = 0.0000

3.5. Kiểm định Breush – Pagan test kiểm định sự phù hợp giữa

random effects và pooled regression

. xttest0

Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test for random effects

growth[country,t] = Xb + u[country] + e[country,t]

Estimated results: Var sd = sqrt(Var) growth 16.41429 4.051456 e 10.68469 3.268744 u 2.278344 1.509418

Test: Var(u) = 0 chi2(1) = 62.34 Prob > chi2 = 0.0000

3.6. Kiểm định phương sai thay đổi và tương quan chuỗi

. xttest3

Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model

H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i

chi2 (30) = 2579.98 Prob>chi2 = 0.0000

vii

. xtserial growth q dcbs gds trade gov inf

Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 29) = 5.895 Prob > F = 0.0216

3.7. Kết quả xử lý bằng GLS

. xtgls growth q dcbs gds trade gov inf,panels(h) corr(ar1)

Cross-sectional time-series FGLS regression

Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: common AR(1) coefficient for all panels (0.3529)

Estimated covariances = 30 Number of obs = 462 Estimated autocorrelations = 1 Number of groups = 30 Estimated coefficients = 7 Obs per group: min = 7 avg = 15.4 max = 16 Wald chi2(6) = 98.77 Prob > chi2 = 0.0000

growth Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] q -.4057465 .2306605 -1.76 0.079 -.8578329 .0463399 dcbs -.0221807 .0048001 -4.62 0.000 -.0315888 -.0127726 gds .0403587 .0136459 2.96 0.003 .0136133 .0671042 trade .0261054 .003879 6.73 0.000 .0185027 .033708 gov -.0796983 .0403467 -1.98 0.048 -.1587763 -.0006203 inf -.0311106 .0173808 -1.79 0.073 -.0651764 .0029553 _cons 6.05801 1.183875 5.12 0.000 3.737659 8.378362

4. Kết quả hồi quy cho trường hợp phát triển tài chính và độ sâu tài

chính được đo lường bằng DCPS và GDS

4.1. Kết quả hồi quy OLS

. reg growth q dcps gds trade gov inf

Source SS df MS Number of obs = 462 F( 6, 455) = 18.03 Model 1453.51779 6 242.252965 Prob > F = 0.0000 Residual 6113.47163 455 13.4362014 R-squared = 0.1921 Adj R-squared = 0.1814 Total 7566.98942 461 16.4142938 Root MSE = 3.6655

growth Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] q -.3823694 .2170288 -1.76 0.079 -.8088724 .0441337 dcps -.0539204 .0075108 -7.18 0.000 -.0686805 -.0391604 gds .0559889 .014443 3.88 0.000 .0276056 .0843721 trade .0336188 .0052383 6.42 0.000 .0233246 .043913 gov -.0452022 .0410695 -1.10 0.272 -.1259116 .0355072 inf -.0594652 .0201156 -2.96 0.003 -.0989961 -.0199342 _cons 5.74438 1.296153 4.43 0.000 3.197192 8.291568

viii

4.2. Kết quả hồi quy bằng mô hình fix effects

. xtreg growth q dcps gds trade gov inf,fe note: q omitted because of collinearity

Fixed-effects (within) regression Number of obs = 462 Group variable: country Number of groups = 30

R-sq: within = 0.2031 Obs per group: min = 7 between = 0.2035 avg = 15.4 overall = 0.1315 max = 16

F(5,427) = 21.76 corr(u_i, Xb) = -0.7504 Prob > F = 0.0000

growth Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] q (omitted) dcps -.068093 .0131815 -5.17 0.000 -.0940016 -.0421844 gds .1122733 .0249025 4.51 0.000 .0633266 .16122 trade .082901 .0128863 6.43 0.000 .0575726 .1082294 gov -.3329705 .109716 -3.03 0.003 -.5486211 -.1173199 inf -.0956257 .0218358 -4.38 0.000 -.1385448 -.0527066 _cons 2.288353 1.875143 1.22 0.223 -1.397307 5.974013 sigma_u 3.1520229 sigma_e 3.2771995 rho .48053742 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(29, 427) = 4.90 Prob > F = 0.0000

. estimates store fix2

4.3. Kết quả hồi quy bằng mô hình random effects

. xtreg growth q dcps gds trade gov inf,re

Random-effects GLS regression Number of obs = 462 Group variable: country Number of groups = 30

R-sq: within = 0.1862 Obs per group: min = 7 between = 0.3411 avg = 15.4 overall = 0.1822 max = 16

Random effects u_i ~ Gaussian Wald chi2(6) = 91.74 corr(u_i, X) = 0 (assumed) Prob > chi2 = 0.0000

growth Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] q -.279192 .3680576 -0.76 0.448 -1.000572 .4421876 dcps -.0640436 .0102945 -6.22 0.000 -.0842204 -.0438667 gds .0849249 .0195098 4.35 0.000 .0466864 .1231635 trade .0470717 .0079179 5.94 0.000 .0315528 .0625906 gov -.1316305 .0658662 -2.00 0.046 -.260726 -.0025351 inf -.0719893 .0209382 -3.44 0.001 -.1130274 -.0309512 _cons 4.896368 2.30453 2.12 0.034 .3795714 9.413165 sigma_u 1.4699265 sigma_e 3.2771995 rho .16748551 (fraction of variance due to u_i)

. estimates store rand2

4.4. Kiểm định Hausman test lựa chọn giữa ước lượng fix effects và

ước lượng random effects

. hausman fix2 rand2

Coefficients (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) fix2 rand2 Difference S.E. dcps -.068093 -.0640436 -.0040494 .0082325 gds .1122733 .0849249 .0273483 .0154758 trade .082901 .0470717 .0358293 .0101667 gov -.3329705 -.1316305 -.20134 .0877453 inf -.0956257 -.0719893 -.0236364 .0061965 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg

Test: Ho: difference in coefficients not systematic

chi2(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 31.69 Prob>chi2 = 0.0000

4.5. Kiểm định phương sai thay đổi và tương quan chuỗi

. xttest3

Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model

H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i

chi2 (30) = 2992.13 Prob>chi2 = 0.0000

. xtserial growth q dcps gds trade gov inf

Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 29) = 6.056 Prob > F = 0.0201

4.6. Kết quả xử lý bằng GLS

. xtgls growth q dcps gds trade gov inf,panels(h) corr(ar1)

Cross-sectional time-series FGLS regression

Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: common AR(1) coefficient for all panels (0.3508)

Estimated covariances = 30 Number of obs = 462 Estimated autocorrelations = 1 Number of groups = 30 Estimated coefficients = 7 Obs per group: min = 7 avg = 15.4 max = 16 Wald chi2(6) = 97.49 Prob > chi2 = 0.0000

growth Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] q -.3593851 .2313564 -1.55 0.120 -.8128352 .0940651 dcps -.0327023 .0068561 -4.77 0.000 -.04614 -.0192646 gds .0447906 .0138173 3.24 0.001 .0177093 .071872 trade .0324679 .0044932 7.23 0.000 .0236615 .0412744 gov -.0825653 .0404324 -2.04 0.041 -.1618114 -.0033193 inf -.0320696 .0179505 -1.79 0.074 -.0672518 .0031127 _cons 5.414105 1.220462 4.44 0.000 3.022044 7.806165

5. Kết quả hồi quy cho trường hợp phát triển tài chính và độ sâu tài

chính được đo lường bằng M2 và GDS

5.1. Kết quả hồi quy OLS

. reg growth q m2 gds trade gov inf

Source SS df MS Number of obs = 467 F( 6, 460) = 14.75 Model 1222.61702 6 203.769503 Prob > F = 0.0000 Residual 6355.01546 460 13.815251 R-squared = 0.1613 Adj R-squared = 0.1504 Total 7577.63248 466 16.2610139 Root MSE = 3.7169

growth Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] q -.678151 .2092239 -3.24 0.001 -1.089304 -.266998 m2 -.0395743 .006794 -5.82 0.000 -.0529255 -.0262231 gds .0499081 .014016 3.56 0.000 .0223648 .0774514 trade .027142 .0050208 5.41 0.000 .0172754 .0370087 gov .0128453 .0416799 0.31 0.758 -.0690613 .0947519 inf -.0508424 .0202701 -2.51 0.012 -.0906759 -.0110089 _cons 7.658778 1.240538 6.17 0.000 5.220954 10.0966

5.2. Kết quả hồi quy bằng mô hình fix effects

. xtreg growth q m2 gds trade gov inf,fe note: q omitted because of collinearity

Fixed-effects (within) regression Number of obs = 467 Group variable: country Number of groups = 30

R-sq: within = 0.1724 Obs per group: min = 11 between = 0.1510 avg = 15.6 overall = 0.0947 max = 16

F(5,432) = 18.00 corr(u_i, Xb) = -0.7915 Prob > F = 0.0000

growth Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] q (omitted) m2 -.049167 .0160846 -3.06 0.002 -.0807807 -.0175532 gds .0970364 .0247927 3.91 0.000 .0483071 .1457656 trade .0796903 .0132147 6.03 0.000 .0537172 .1056633 gov -.3491096 .1110832 -3.14 0.002 -.5674403 -.1307789 inf -.0966333 .0221461 -4.36 0.000 -.1401608 -.0531057 _cons 3.023887 1.892922 1.60 0.111 -.6965958 6.744369 sigma_u 3.4738136 sigma_e 3.3288452 rho .52130087 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(29, 432) = 4.88 Prob > F = 0.0000

. estimates store fix3

5.3. Kết quả hồi quy bằng mô hình random effects

. xtreg growth q m2 gds trade gov inf,re

Random-effects GLS regression Number of obs = 467 Group variable: country Number of groups = 30

R-sq: within = 0.1522 Obs per group: min = 11 between = 0.3245 avg = 15.6 overall = 0.1484 max = 16

Random effects u_i ~ Gaussian Wald chi2(6) = 67.51 corr(u_i, X) = 0 (assumed) Prob > chi2 = 0.0000

growth Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] q -.6090795 .3561816 -1.71 0.087 -1.307183 .0890237 m2 -.0425238 .0103142 -4.12 0.000 -.0627393 -.0223083 gds .0747048 .0190828 3.91 0.000 .0373031 .1121065 trade .0380829 .0078206 4.87 0.000 .0227549 .0534109 gov -.0813967 .065837 -1.24 0.216 -.2104348 .0476414 inf -.0659699 .0212759 -3.10 0.002 -.1076699 -.0242698 _cons 7.215386 2.199829 3.28 0.001 2.9038 11.52697 sigma_u 1.4145434 sigma_e 3.3288452 rho .15295146 (fraction of variance due to u_i)

. estimates store rand3

xii

5.4. Kiểm định Hausman test lựa chọn giữa ước lượng fix effects và

ước lượng random effects

. hausman fix3 rand3

Coefficients (b) (B) (b-B) sqrt(diag(V_b-V_B)) fix3 rand3 Difference S.E. m2 -.049167 -.0425238 -.0066431 .0123422 gds .0970364 .0747048 .0223316 .0158279 trade .0796903 .0380829 .0416074 .0106521 gov -.3491096 -.0813967 -.2677129 .0894705 inf -.0966333 -.0659699 -.0306634 .006147 b = consistent under Ho and Ha; obtained from xtreg B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from xtreg

Test: Ho: difference in coefficients not systematic

chi2(5) = (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B) = 38.57 Prob>chi2 = 0.0000

5.5. Kiểm định phương sai thay đổi và tương quan chuỗi

. xttest3

Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model

H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i

chi2 (30) = 5077.21 Prob>chi2 = 0.0000

. xtserial growth q m2 gds trade gov inf

Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first order autocorrelation F( 1, 29) = 9.078 Prob > F = 0.0053

xiii

5.6. Kết quả xử lý bằng GLS

. xtgls growth q m2 gds trade gov inf,panels(h) corr(ar)

Cross-sectional time-series FGLS regression

Coefficients: generalized least squares Panels: heteroskedastic Correlation: common AR(1) coefficient for all panels (0.3412)

Estimated covariances = 30 Number of obs = 467 Estimated autocorrelations = 1 Number of groups = 30 Estimated coefficients = 7 Obs per group: min = 11 avg = 15.56667 max = 16 Wald chi2(6) = 99.20 Prob > chi2 = 0.0000

growth Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] q -.5990082 .2225309 -2.69 0.007 -1.035161 -.1628556 m2 -.0251118 .0056768 -4.42 0.000 -.0362381 -.0139855 gds .0397893 .0124905 3.19 0.001 .0153084 .0642703 trade .0290844 .0040918 7.11 0.000 .0210647 .0371042 gov -.035959 .0407188 -0.88 0.377 -.1157663 .0438483 inf -.0286497 .0169498 -1.69 0.091 -.0618708 .0045713 _cons 6.88896 1.14192 6.03 0.000 4.650837 9.127082